Národohospodářská fakulta Vysoká škola ekonomická v Praze Soutěžní práce do Soutěže o cenu děkana Národohospodářské fakulty VŠE Kategorie: Práce studentů bakalářského studia Katedra: Katedra ekonomie Národohospodářské fakulty VŠE v Praze
Název práce:
Jak hospodářský cyklus ovlivňuje míru uzavírání sňatků?
Autor: Jakub Kouklík
Počet znaků včetně mezer:
35966
Abstrakt: Práce zjišťuje, jaký dopad má hospodářský cyklus (vyjádřený mírou nezaměstnanosti) na míru sňatečnosti. Regresní analýza provedená metodou fixních efektů se zahrnutím robustních chyb na panelových datech zemí Evropské Unie v letech 2000 – 2010 potvrdila významnost sledovaného vztahu. Růst mužské nezaměstnanosti o jeden procentní bod je spojen s 0,08% snížením míry růstu sňatečnosti, což je způsobeno poklesem poptávky po mužích z důvodu nižších příjmů. Růst ženské nezaměstnanosti o jeden procentní bod je naopak spjat s 0,06% zvýšením míry růstu sňatečnosti, což naznačuje potvrzení hypotézy o ekonomické nezávislosti ženy. Dalšími významnými proměnnými v modelu jsou poměr žen na pracovní populaci a poměr příjmů. Zatímco rostoucí podíl žen na pracovní populaci způsobuje snížení tempa růstu míry sňatečnosti, dohánění mužských příjmů ženami míru růstu sňatečnosti zvyšuje.
Klíčová slova: sňatečnost, nezaměstnanost, hospodářský cyklus, Evropská unie, fixní efekty, hypotéza ekonomické nezávislosti, nejistota, příjem JEL klasifikace: E24, E32, J12,
Abstract: The thesis finds out how business cycle (expressed as unemployment rate) affects marriage rate. The regression analysis has been done using fixed effects method with inclusion of robust errors on panel data of European Union countries from 2000 to 2010. Analysis confirmed significance of researched relationship. Increase of men´s unemployment rate about one percentage point is connected with 0, 08% decrease in growth rate of marriage rate, which is caused by decreasing of demand for men because of lower incomes. On the contrary increase of women´s unemployment rate about one percentage point is connected with 0, 06% increase in growth rate of marriage rate, which indicates confirmation of women´s economic independence hypothesis. Other significant variables were ratio of women to working population and income ratio. Whereas an increasing proportion of women in labor population causes decline in growth rate of marriage rate, women´s catching up with men´s income raises growth rate of marriage rate.
Keywords: marriage, unemployment, business cycle, European union, fixed effects, economic independence hypothesis, uncertainty, income
JEL classification: E24, E32, J12
Obsah Úvod ..................................................................................................................................1 1.
Teoretický rámec a popis dat ......................................................................................3 1.1
Finanční příjmy a vyhlídky, kariéra......................................................................3
1.1.1
2.
Hypotéza nejistoty ........................................................................................3
1.2
Specializace v manželství a hypotéza ekonomické nezávislosti ............................4
1.3
Daně ....................................................................................................................6
1.4
Očekávaná délka dožití ........................................................................................7
1.5
Vzdělání ..............................................................................................................8
1.6
Internet ................................................................................................................8
Ekonometrický model .............................................................................................. 10 2.1
Metoda fixních efektů ........................................................................................ 10
2.2
Odhady parametrů modelu ................................................................................. 11
3.
Ekonomická verifikace ............................................................................................. 12
4.
Závěr a vyhodnocení ................................................................................................ 14
Zdroje .............................................................................................................................. 15
Úvod „Manželství vzniká z lásky stejně jako ocet z vína.“ George Gordon Byron (Nejen) ekonomům byl zřejmý vztah mezi fázemi hospodářských cyklů a různými sociodemografickými ukazateli jako porodnost, úmrtnost, sňatečnost, rozvodovost nebo kriminalita. Není proto divu, že již některé starší studie (Hooker, 1901, Galbraith, Thomas, 1941, Kirk, Thomas, 1960) prokazují signifikantní a silnou provázanost míry sňatečnosti s pohybem ekonomiky.1 V novějších
studiích
se
však
objevují
protichůdné
výsledky
ohledně
vztahu
nezaměstnanosti a sňatečnosti. Schallerová (2011) prokazuje na amerických datech z let 1978 – 2009 existenci významného vztahu celkové míry nezaměstnanosti a míry sňatečnosti, jednoprocentní růst nezaměstnanosti je spojen s 1,5% poklesem sňatečnosti. Podobně procyklické závěry dostává i u mužské míry nezaměstnanosti (1,3% pokles sňatečnosti). Tyto závěry potvrzuje i studie Kalmijna a Luijkxe (2005), kteří sledovali kohorty nizozemských mužů mezi lety 1930 – 1970 a došli k závěrům, že zaměstnaný muž má o 89 % větší šanci uzavřít jakýkoli svazek (tj. kohabitace2 nebo manželství) než nezaměstnaný, přičemž čím déle se muž nachází v pracovním procesu, tím větší má šanci na uzavření manželství. Naproti tomu se zvyšující se účastí žen na trhu práce vyvstává hypotéza ekonomické nezávislosti. Mare a Winship (1991) ukázali, že čím větší je budoucí potenciál zaměstnanosti ženy bělošky (tedy lepší vyhlídky na zvýšení ekonomické soběstačnosti), tím méně sňatků budou tyto ženy uzavírat. To by naznačovalo proticyklické závěry.3 I ze závěrů Shoreho (2010) vyplývá skutečnost, že se zvyšující se mírou nezaměstnanosti roste sňatečnost, protože výhody ze sdíleného rizika (tj. když muž a žena obývají stejnou domácnost) jsou větší za recesí. V posledních letech dochází k všeobecným trendům v ukazatelích sňatečnosti, především se snižuje její míra. Od roku 1964 do roku 2009 poklesla pro země evropské
1
Například Galbraithová s Thomasovou pomocí korelačních koeficientů a lineárních regresí zjistily silnou závislost míry sňatečnosti na hospodářských cyklech (+0.848) ve vybraných amerických státech v letech 1919-1937. Pozitivní směr závislosti potvrzuje i Kirk pro roky 1920-1958. 2 Mimomanželské soužití ve společné domácnosti. 3 Ve stejné studii Mare a Winship potvrdili procykličnost vztahu mužské nezaměstnanosti a míry sňatečnosti.
1
sedmadvacítky o téměř 3,5 procentního bodu ze 7,92 % na 4,51 %.4 Taktéž dochází k odkládání prvního sňatku do pozdějších let obou partnerů, zvyšuje se počet sňatků v pozdějších letech, stoupá počet opětovných manželství atd. Roste také význam mimomanželského společného soužití, přičemž většina manželství (59 % na počátku minulého desetiletí) je jím předcházena (Stevenson, Wolfers, 2007). Moje práce se snaží shrnout dosavadní poznatky o vybraných faktorech, které ovlivňují vstup do manželství (sekce Teoretický rámec a popis dat). Následně se pomocí ekonometrické metody fixních efektů se zahrnutím robustních chyb snažím zkoumat závislost hrubé míry sňatečnosti na všeobecných mírách nezaměstnanosti mužů a žen, které poměrně dobře odráží situaci, ve které se ekonomiky nachází (sekce Ekonometrický model). Do své analýzy jsem zahrnul státy EU27 v letech 2000 – 2010. Ze získaných výsledků se snažím rozhodnout, jestli má míra nezaměstnanosti procyklický nebo proticyklický vliv na uzavírané sňatky. Do modelu přidávám i některé vybrané kontrolní proměnné, jejichž předpokládané efekty vysvětlují v teoretické části. Po odhadu parametrů zvoleného modelu se potvrdila významnost vlivu mužské nezaměstnanosti (negativně) i ženské (pozitivně) na míru sňatečnosti. S 1% zvýšením mužské nezaměstnanosti je spjato 0,08% snížení míry růstu sňatečnosti, což mohu označit za procyklický závěr. U žen je naopak spojeno se stejnoprocentní změnou ve vysvětlující proměnné 0,06% zvýšení míry růstu sňatečnosti, což mohu označit za proticyklický závěr. Významnými proměnnými jsou i poměr žen v pracovní populaci a poměr příjmů.
4
Vlastní výpočty z datových souborů Eurostatu.
2
1. Teoretický rámec a popis dat U většiny proměnných jsem sbíral data z databáze Eurostatu, pro zjišťování počtu uživatelů internetu posloužily World Development Indicators z databáze Světové Banky (WB), a konečně pro daňové zvýhodnění jsem použil data poskytovaná Organizací pro hospodářskou spolupráci a rozvoj (OECD). Některé hodnoty musely být odhadnuty.
1.1 Finanční příjmy a vyhlídky, kariéra V beckerovském podání (1973) by se obecně očekávalo, že když se zlepšují ekonomické podmínky muže/ženy, jejich hodnota na trhu manželství stoupá. Whiteová a Rogersová (2000) potvrzují, že ekonomické výhody (plynoucí ze zaměstnanosti) obou pohlaví jsou spojeny s nárůstem počtu manželství a větší spokojeností v něm, čehož důsledkem je i nižší rozvodovost. Pokles rozdílu mzdových příjmů mezi mužem a ženou se v minulých letech taktéž začal projevovat. Možná vysvětlení se skrývají v poklesu uplatňování sexistické personální politiky (částečně díky antidiskriminačním zákonům), větším zkušenostem žen na trhu práce, poklesu v pracovní segregaci a v rozpouštění odborů (Blau, Kahn, 2000, citováno dle Stevenson, Wolfers, 2007). Zavírání mzdových nůžek podporuje hypotézu o ekonomické nezávislosti žen (viz podkapitola 1.2). Na druhou stranu opět zvyšuje hodnotu partnerky na trhu manželství, přičemž mužovy příjmové charakteristiky se stávají relativně méně podstatnými. S budováním kariéry se oddaluje datum prvního sňatku, protože je nedostatek volného času pro proces vyhledávání partnerů.
1.1.1 Hypotéza nejistoty Existuje jistá míra rizika, že životní úsek, kdy partneři navzájem v procesu poznávání zjišťují své kvalitativní znaky za účelem větších výnosů z manželství, bude příliš krátký (např. z důvodu velkých nákladů na dvoření se) a následný vstup do manželství s sebou nese faktor nejistoty. Signalizací nejistoty ohledně budoucího vztahu bývá nezaměstnanost, krátkodobá či nepravidelná zaměstnanost a nízko postavená pracovní pozice (většinou se vyskytující u mladých lidí, kteří jsou na začátku kariérního žebříčku) (Oppenheimer, 1988). Některé výzkumy (např. Kravdal, 1999, Xie et. al., 2003) prokázaly, že hypotéza nejistoty má mnohem menší účinky pro přestup ze single statusu do kohabitace.
3
V neposlední řadě existence jednostranných rozvodů vyvolává nejistotu ohledně budoucí situace manželství a samotného vstupu do něj. Partneři obezřetněji (většinou méně často a později) investují do takových statků, které vyžadují specializaci manželů (děti a jejich výchova, domácí produkce či investice do partnerova vzdělání) (Stevenson, 2007, citováno dle Stevenson, Wolfers, 2007). Pokud vyhodnotí, že tyto investice jsou příliš rizikové, setrvají jako svobodní.
1.2 Specializace v manželství a hypotéza ekonomické nezávislosti Beckerův model maximalizace užitku obou jednotlivců ve svazku manželském (1973) předpokládá, že k manželství dojde, pokud užitek z manželství při očekávané době dožití převýší očekávaný užitek ze setrvání mezi svobodnými. Aby manželé zvýšili užitek z manželství na maximum, jeden z partnerů se specializuje na práci na trhu, druhý zastává domácí produkci a oba společně investují do pro manželství specifického kapitálu (např. potomstvo). Pokud opravdu převýší užitek manželství součet užitků těchto dvou jednotek, avšak samostatně stojících, potom negativní šoky, snižující mužovy příjmy a zhoršující podmínky na mužském trhu práce, snižují i výnosy z manželství. Stejný negativní šok na straně ženy ale výnosy z manželství zvyšuje, protože se snižují náklady obětované příležitosti domácí produkce. To vše naznačuje současný pokles nezaměstnanosti a růst sňatečnosti (nebo naopak). S boomem v sektoru služeb si nyní domácnosti velkou většinu statků a služeb mohou pořídit levněji na trhu než pomocí domácí produkce (Stevenson, Wolfers, 2007). Partner, jenž se na ni specializoval, získal dodatečný volný čas a mohl taktéž vstoupit na trh práce. Protože to byla většinou žena, začal růst jejich podíl na pracovní populaci a mýtus ženymatky-hospodyňky se začal bortit. Beckerova komplementarita v produkci byla nahrazena komplementaritou spotřeby a volného času. Graf 1 ukazuje, jak se během let měnila účast na pracovním trhu podle pohlaví. Zatímco v roce 1975 byl podíl žen na pracovním trhu USA 46,3 %, již v roce 1999 narostl na 60 %. Výrazně se tak za posledních 35 let přiblížil mužským 73 % (2008) (Bureau of Labor Statistics, 2009). Průběh sbližování křivek je v Evropě podobný.
4
Účast na trhu práce(%)
Graf 1 - Účast na trhu práce USA lidí starších 16 let podle pohlaví, 1975 - 2008 90,0 85,0 80,0 75,0 70,0 65,0 60,0 55,0 50,0 45,0 40,0
Ženy Muži
1975
1980
1985
1990
1995
2000
2005
Zdroj: Bureau of Labor Statistics
S větší účastí na trhu práce rostou i příjmy ženy, která následně získává pocit ekonomické soběstačnosti. Ženy cítí menší tlak na to vstoupit do manželství a raději preferují se neprovdat, případně vytvořit rodinu v mimomanželském soužití. Tento koncept ovšem předpokládá, že benefity ze sdíleného rizika (které s rostoucí účastí žen na trhu práce vzrostly) nepřevýší výhody z pracovního procesu (White, Rogers, 2000, Stevenson, Wolfers, 2007). Se vzrůstající účastí žen na pracovním trhu i ony přispívají čím dál více do rodinného rozpočtu. Finanční odpovědnost, a zvláště u párů, kde oba členové pracují, je sdílena oběma partnery. Ekonomický přínos muže do domácnosti je i nadále podstatný, avšak v čase se relativně snižuje (Kalmijn, Luijkx, 2005). Na tomto místě uvedu popis hlavních sledovaných proměnných a těch, které mají vztah k předcházejícím teoriím. Za vysvětlovanou proměnnou byla do modelu zvolena hrubá míra sňatečnosti (marriage). Ta je charakterizována jako podíl počtu sňatků k průměrné populaci v daném roce a je přepočítána na 1000 obyvatel. Jak jsem ukázal v Úvodu, její velikost v čase konstantně klesá. Otázkou zůstává, který z faktorů její propad vysvětluje nejlépe. Proměnné unemployM a unemployW vyjadřují podíl nezaměstnaných lidí na pracovní populaci daného pohlaví. Nezaměstnanost je dobrou zástupnou proměnnou pro hospodářský cyklus a obvykle se chová proticyklicky. Do Grafu 2 je zanesena i změna vysvětlované proměnné marriage, aby byl naznačen pravděpodobný směr jejich vztahu. 5
Můžeme vidět, že v roce 2001 poklesla míra sňatečnosti i míra nezaměstnanosti, což by nasvědčovalo potvrzení hypotézy o nezávislosti žen. V době ekonomické konjunktury 2005 – 2007 na výrazný pokles měr nezaměstnanosti ale míry sňatečnosti téměř nereagovala. Naopak v již probíhající ekonomické krizi v roce 2009 sňatečnost poklesla, což by znamenalo spíše potvrzení snižující se ochoty vstupu do manželství díky vyšší nezaměstnanosti, a tedy menšímu příjmu. Nejednoznačnost výpovědi grafu je jedním z důvodů, proč jsem zvolil ekonometrické ověření pomocí regresní analýzy. Graf 2 - Vývoj změn měr nezaměstnanosti a sňatečnosti v zemích EU27, 2000 - 2010
Změny měr sňatečnosti a nezaměstnanosi
40,00% 30,00% 20,00% marriage
10,00%
unemployM 0,00%
unemployW
-10,00% -20,00% 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
Zdroj: Eurostat, vlastní výpočty
Proměnná labourW je určena jako podíl zaměstnaných žen na celkové zaměstnané populaci. Jak bylo vysvětleno v teoretické sekci, nejpravděpodobnějším efektem bude naplnění hypotézy nezávislosti, tedy se vzrůstající hodnotou tohoto ukazatele očekávám pokles sňatečnosti. Tady je však možný i výskyt opačné kauzality – zvýšená sňatečnost snižuje poměr žen v pracovní populaci, jelikož sňatek je často spjat s mateřskou dovolenou. Podíl mediánu vyrovnaného čistého příjmu žen a mužů, který je přepočítán pomocí parity kupní síly, charakterizuje proměnnou income_ratio. Zde, podobně jako u labourW, očekávám spíše převážení hypotézy ekonomické nezávislosti nad zvyšující se hodnotou ženy na manželském trhu po růstu jejích příjmů.
1.3 Daně Becker (1973) říká, že s rostoucím daňovým zatížením se zmenšuje pravděpodobnost jedinců ke vstupu do manželství i setrvání v něm. Velikost a dopad daňových efektů se 6
týkají především takových párů, kde oba jedinci pracují (Alm, Whittington, 1995). Stát totiž podporuje domácnosti, kde je jeden z jejich členů například momentálně na rodičovské dovolené, zdravotně indisponovaný nebo přechodně nezaměstnaný. Alm a Whittingtonová (1995) zkoumali přímo vliv daňového zvýhodnění na agregátní míru sňatečnosti. Podle nich aby došlo ke zvýšení sňatků o 1 %, muselo by se snížit daňové zatížení o 20 %. Taktéž došli k závěrům, že tyto efekty jsou silnější v extrémech uvalené daně či poskytnutého zvýhodnění. Je třeba si však uvědomit, že tyto změny jsou vždy specifické pro legislativní opatření dané země. Při zvážení Beckerovy koncepce výrobní (produkční) komplementarity v manželství a zohlednění výše zmíněných studií, jsem se rozhodl zvolit proměnnou taxbenefit následovně. Proxy proměnnou je (průměrná) daňová sazba vyjádřená v procentech a definovaná jako příjmová daň z hrubé mzdy5 bezdětného manželského páru, ve kterém muž vydělává 100 % průměrného výdělku průměrného pracovníka (AW) a žena 33 %.6 Domnívám se, že po procentním nárůstu této daně bude následovat pokles v míře sňatečnosti.
1.4 Očekávaná délka dožití Rossová a Mirowsky (2002) potvrdili na vzorku 2037 Američanů to, co podvědomě tušíme. S osobními vztahy se zvyšuje subjektivní očekávaná délka dožití. Pokud máme někoho, kdo je nám nablízku a pomáhá udržovat naše zdraví, očekáváme delší život. Autoři ale také zjistili, že manželství přináší dodatečné roky života starším mužům. Můžeme očekávat zvýšenou míru sňatečnosti s růstem „objektivní“ očekávané délky života, protože lidé mají delší období na to vstoupit do manželství, aby tak mohli navíc zvýšit svá subjektivní očekávání. Ještě z jednoho důvodu díky delšímu životu budou lidé vstupovat více do manželství. Některé studie (např. Goldman, 1993) zjistili, že ženatí či vdaní lidé jsou zdravější než svobodní. Na druhou stranu není úplně zřejmý směr vztahu (tj. jestli zdravější lidé vstupují do manželství nebo manželství dělá lidi zdravějšími a zaručuje jim delší život). Proměnná lifeexp potom značí průměrný počet let, které ještě budou děti mladší jednoho roku pravděpodobně žít, pokud během zbytku svého života budou čelit současným 5 6
Plus příspěvky na sociální zabezpečení. Průměrný pracovník je takový, který pobírá průměrnou mzdu v sektoru průmyslu a služeb (NACE C-K).
7
úmrtnostním podmínkám (věkově specifická pravděpodobnost smrti). S jejím nárůstem podle zmíněné teorie očekávám i růst sňatečnosti.
1.5 Vzdělání Mladí lidé, kteří studují, většinou těžko skloubí několik životních rolí „na plný úvazek“ (zároveň student, manžel/ka, pracovník, rodič atd.). S akceptací tohoto předpokladu Thornton, Axinn a Teachman (1995) došli k následujícím závěrům. Každý dodatečný rok vzdělání zvyšuje měsíční šance na manželství pro muže o 45 %, respektive pro ženu o 27 %, a zároveň snižuje míru kohabitace o 25 % pro muže, respektive 32 % pro ženy. Tato zjištění naznačují, že lidé s nižším vzděláním substituují manželství kohabitací. I Goldstein a Kenneyová (2001) tvrdí, že manželství se čím dál více stává doménou vzdělaných, ale přidávají závěr – ekonomická nezávislost ženy, která je vzděláním zvyšována, způsobuje vyšší míry sňatečnosti, což je v rozporu s dříve nastíněnou teorií této hypotézy. Kontrolní proměnná education vyjadřuje procento vysokoškolsky vzdělaných lidí v populaci podle standardu ISCED.7 Muži vysokoškoláci podle Stevensonové a Wolferse (2007) mají o 3 % větší pravděpodobnost, že se ožení do svých 45 let, než jejich méně vzdělaní vrstevníci. Pro ženy to platí naopak. Ty mají ale zase o 10 % větší šanci, že setrvají v manželství než stejně staré ženy s nižším vzděláním. Se zvýšením vzdělanosti osobně očekávám pokles v míře sňatečnosti, protože se domnívám, že vzdělanější lidé budou své sňatky odkládat do budoucna, aby mohli čerpat výnosy z lidského kapitálu a dále ho prohlubovat.
1.6 Internet S rozvojem seznamek, sociálních sítí, diskusních fór atd. se snižují vyhledávací náklady. Boase a Wellman (2005) však ohledně internetového seznamování namítají, že pouze malá menšina internetových uživatelů komunikuje přes internet s tím, koho ve skutečnosti nikdy neviděla. Spíše dochází k prohlubování přátelských vazeb skrze internet s lidmi známými, což může vyústit k přechodu do partnerství, které se však už odehrává offline. Stevensonová a Wolfers (2007) spatřují v internetu dva protichůdné efekty. Jednak rozšiřuje spektrum potenciálních partnerů, což podporuje vyhledání efektivního partnera a 7
Konkrétně zahrnuji kategorie ISCED5 a ISCED6 (First and second stage of tertiary education).
8
zajišťuje pevnost svazku. Na druhé straně však zvyšuje anonymitu uživatelů, což může přispět k manželské nevěře a rozpadu manželství. Vozár (2011) potvrdil za použití panelových dat evropských zemí v letech 1990 až 2008 beckerovskou hypotézu (1973), že menší vyhledávací náklady vedou k delšímu vyhledávání, a tím k lepším a pevnějším svazkům oproti alternativnímu efektu - jednodušší a levnější hledání vhodného partnera vede k menším obavám (zvláště u mladých lidí), že si po neúspěšném manželství nenajdou dalšího partnera, což vede ke kratšímu hledání, horším a méně stabilnějším manželstvím. Poslední proměnná internet je charakterizována jako počet lidí jako procento populace, kteří mají přístup k internetu (2000 – 2009). Pro rok 2010 se mi nepodařilo data z WB získat, nahradil jsem je daty z Eurostatu, které vyjadřují počet lidí, kteří vykázali internetovou aktivitu v posledním roce, opět jako podíl na populaci. Protože se ukazuje pozitivní vliv internetových seznamek na počet uzavřených párů, koeficient by měl vyjít kladný, se vzrůstajícím počtem internetových uživatelů poroste i míra sňatečnosti. Deskriptivní statistiky zahrnutých proměnných se nacházejí v Tabulce 1. Sledováno bylo 27 států v jedenáctiletém období 2000-2010. Celkový počet pozorování vystoupal na 297. Tabulka 1 - Popisné statistiky Proměnná Střední hodnota Medián Minimum Maximum Směrodatná odchylka 5,05 4,79 2,88 15,07 1,39 marriage 7,65 6,80 1,60 21,70 3,92 unemployM 8,69 7,90 2,40 21,00 3,99 unemployW 19,67 20,00 4,90 35,30 6,99 education 44,56 45,39 29,30 52,36 4,01 labourW 95,58 95,63 75,20 118,64 3,08 income ratio 23,69 23,79 5,49 40,93 7,58 tax benefit 77,39 78,50 69,32 82,35 3,25 lifeexp 47,28 46,00 3,56 92,00 23,16 internet Zdroje: Eurostat, WB, OECD; vlastní výpočty
9
2. Ekonometrický model V následující kapitole ekonometricky ověřuji předchozí teoretický rámec na panelových datech pro všechny státy Evropské unie.8 Základní zkoumaný vztah mezi mírami nezaměstnanosti žen a mužů a mírou sňatečnosti je podpořen přidáním dalších kontrolních proměnných do modelu dle výše popsaných teorií.
2.1 Metoda fixních efektů Jedním z problému při regresní analýze bývá výskyt nepozorovaných faktorů, které ovlivňují vysvětlovanou proměnnou. Uvažujme jednoduchou regresní rovnici o jedné vysvětlující proměnné a zahrňme tyto faktory do jejího tvaru: =
+
+
(2.1)
,
kde dolní index i značí pozorovaný stát a dolní index t sledovaný rok. V rovnici (2.1) se nezahrnuté vlivy rozloží do dvou typů chyb. Výraz charakteristickou chybu, která ztělesňuje takové faktory, jenž ovlivňují Výraz
označuje
a liší se v čase.
obsahuje časově konstantní opomenuté faktory (proto zde chybí index t) a nazývá
se fixní efektem. Pro zkoumanou míru sňatečnosti by se jako fixní efekt dala označit například národnost, místo porodu, ale i tělesná výška potenciálních partnerů. Následkem těchto chyb jsou odhady koeficientu β v panelových datech vychýlené a nekonzistentní. Metoda fixních efektů se proto snaží výraz
eliminovat z regresní rovnice
(Greene, 2003). Pokud rovnici (2.1) zprůměrujeme v čase pro každé i do tvaru =
̅ +
+
(2.2)
a následně od sebe obě rovnice odečteme pro každé časové období, dostaneme ̈ =
̈ + ̈ ,
= 1,2, … .
(2.3)
Výrazy se zdůrazněním jsou již zbaveny heterogenity, jelikož předchozí úpravou jsme odečetli průměr každé průřezové jednotky v čase z každého pozorování této průřezové 8
Belgie, Bulharsko, Česká republika, Dánsko, Estonsko, Finsko, Francie, Irsko, Itálie, Kypr, Litva, Lotyšsko, Maďarsko, Malta, Německo, Nizozemsko, Polsko, Portugalsko, Rakousko, Rumunsko, Řecko, Slovensko, Slovinsko, Spojené Království Velké Británie a Severního Irska, Španělsko, Švédsko.
10
jednotky. Tímto způsobem dojde k odstranění
z rovnice a já mohu provést regresní
analýzu.
2.2 Odhady parametrů modelu Pomocí statistického softwaru Gretl jsem odhadl koeficienty modelu, následně jsem provedl jejich ekonometrickou verifikaci a kvůli některým porušením Gauss-Markovových (GM) předpokladů jsem model upravil či zvolil jinou odhadovou techniku. Odhadovaná regresní funkce výsledného modelu vypadá následovně: d_ln(marriageit) = β0 + β1ln(unemployMit) + β2 ln(unemployWit) + β3 d_ln(educationit) + β4 d_ln(labourWit)+
(2.4)
β5 d_ln(income_ratioit) + β6 d_ln(taxbenefitit) + β7 d_lifeexpit + β8 d_ln(internetit) + uit ,
kde d značí první diferenci proměnné, potom d_ln je logaritmická diference vybrané proměnné. Tabulka 2 ukazuje výsledky mého výzkumu. Tabulka 2 – Výsledný model: vysvětlovaná proměnná d_ln (marriage) Proměnná const ln (unemployM) ln (unemployW) d_ln (education) d_ln (labourW) d_ln (income ratio) d_ln (tax benefit) d_lifeexp d_ln (internet)
Odhad β 0,0225794 -0,0819484 0,063604 -0,0666726 -1,13568 0,800103 0,0493116 -0,0188426 0,030772
Směr. chyba 0,0403337 0,0316577 0,0319951 0,110817 0,563095 0,313694 0,0816291 0,0240362 0,0281262
p-hodnota 0,5761 0,0102 0,048 0,548 0,0448 0,0114 0,5464 0,4339 0,275
významnost ** ** ** **
R2 = 0,130965 Zdroje: Eurostat, WB, OECD; vlastní výpočty
U většiny proměnných je provedena logaritmická transformace. Přirozený logaritmus totiž zúží rozsah pozorování proměnných a zajistí tak menší citlivost odhadů na odlehlá pozorování, čímž bude dosaženo normálního pravděpodobnostního rozdělení. Po transformaci pak odhadnuté koeficienty udávají relativní změnu proměnných vyjádřenou v procentech (což je druhý důvod, proč jsem transformaci provedl). 11
Jako řešení problému silné autokorelace v modelu jsem použil diferencování proměnných. Pokud uvažuji 2,5% (resp. 1%) hladinu významnosti, meze pásma nulové autokorelace by se od sebe oddálily na dL = 1,70209; dU = 1,82367 (resp. dL = 1,65841; dU = 1,77953) a já mohu odmítnout nulovou hypotézu o existenci autokorelace náhodných složek v modelu (vypočtená DW statistika = 1,714640). Ke zjištění multikolinearity v mém modelu jsem použil metodu pomocných regresí. Koeficient z hlavní regrese (0, 858989) je větší než u všech pomocných regresí, proto odmítám nulovou hypotézu o neúnosnosti multikolinearity v modelu. I na 1% hladině významnosti se potvrdil výskyt heteroskedasticity (Waldův test; p – hodnota = 1,49955e-230), proto jsem přistoupil k použití metody robustních směrodatných
chyb (HAC), tak jak ji definuje Arellano (2003). Použitím této techniky jsem dosáhl toho, že heteroskedasticita již nemá dopad na vydatnost. V mém modelu se ukázaly být statisticky významné proměnné ln (unemployM), ln (unemployW), d_ln (labourW) a d_ln (income ratio), všechny na 5% hladině významnosti.
3. Ekonomická verifikace Mužská nezaměstnanost, která je v mém modelu statisticky významná, vykazuje záporný koeficient. Při jejím růstu o 1 procentní bod se sníží míra růstu sňatečnosti o 0,08 %, což vypovídá o procyklickém chování sledovaných veličin. Stejný směr závislosti prokázala v jedné z nejnovějších studií i Schallerová (2011) v USA v letech 1978 – 2009. Mé výsledky ukazují na fakt, že ženy reagují na nárůst mužské nezaměstnanosti poklesem poptávky po mužích, protože nezaměstnanost jednak snižuje hodnotu muže na manželském trhu (a to přímo nebo zprostředkovaně přes pokles příjmů), a jednak zvyšuje nejistotu ženy i muže ohledně budoucích ekonomických vyhlídek. Druhým vysvětlením by mohlo být, že se sami muži přestanou nabízet na trhu manželství a raději upřednostní kohabitaci, ve které jsou celkové efekty růstu nezaměstnanosti slabší. Růst ženské nezaměstnanosti o 1 procentní bod je naopak spojen se zvýšením míry růstu sňatečnosti o 0,06 %. Uvedené statisticky významné výsledky potvrzují hypotézu ekonomické nezávislosti. Ženy se chovají proticyklicky a s příchodem na pracovní trh méně vstupují do manželství, protože v budoucnu očekávají vyšší mzdy (pokud jim již dokonce nebyly zvýšeny, jestliže nebyly zafixovány v kolektivních smlouvách). 12
Významný vztah (jak statisticky, tak velikostí koeficientu) jsem zjistil u poměru žen na pracovní populaci. Pokud se ještě zvýší jejich v poslední době stále rostoucí tempo růstu o další 1 procentní bod, bude to mít za následek snížení tempa růstu v hrubé míře sňatečnosti o 1,14 %, což znovu podporuje tezi o nezávislosti žen v populaci. Poslední významnou proměnnou je poměr příjmů. S 1% zvyšováním tempa dohánění příjmů žen vůči mužům dochází ke zvyšování v míře růstu sňatečnosti o 0,8 %. S relativním zvyšováním ženských příjmů tedy zřejmě převládá důchodový efekt nad substitučním. Žena věnuje více času procesu vyhledávání (spíše než by s vidinou větší mzdy více pracovala), který bývá úspěšný, protože žena má na výběr větší spektrum dosažitelných partnerů a ty si ji cení více díky nárůstu v příjmech.9 Proměnná education již na klasických hladinách významnosti významná nebyla jako všechny následující proměnné. Při zvýšení tempa růstu vzdělanosti o jeden procentní bod se tempo růstu sňatečnosti sníží o 0,07 %, což vyvrací závěry Goldsteina a Kennyové (2001) o manželství jako instituci především pro vzdělané. Může to být přílišnou „nasyceností“ trhu vzdělanými lidmi, kteří posouvají standardy vzdělanosti na vyšší stupeň nebo upřednostňováním jiných charakteristik před vzděláním. S poklesem v míře růstu daňové sazby, která zvýhodňuje manžele o 1 procentní bod, je spojen i pokles v míře růstu sňatečnosti o 0,05 %. Lidé reagují odlišně než „by měli“. Protože je koeficient statisticky nevýznamný a jeho hodnota nízká, lidé zřejmě na daňové zvýhodnění příliš nereagují, což by svědčilo o tom, že se berou spíše bohatší lidé. Vzroste-li míra prodlužování lidského života o 1 rok, poklesne míra růstu sňatečnosti o 1,88 %. Tyto závěry se neshodují s představenou teorií. Objektivní růst očekávané délky může lidem přinášet dostatečné životní uspokojení, takže do manželství nevstupují, aby tak dále oddálili svůj věk smrti. Maximalizace délky života nemusí být prvotním cílem lidí, kteří chtějí spíše maximalizovat štěstí v něm, pro což zárukou dlouhý život být nemusí. A konečně vliv internetu – pokud bude docházet k zvětšování v míře růstu internetových uživatelů, vzroste i míra růstu sňatečnosti o 0,03 %. S vědomím statistické nevýznamnosti konstatuji, že internetové seznamky podporují vstup do manželství.
9
Za předpokladu, že mužovy příjmy nerostou rychleji.
13
4. Závěr a vyhodnocení Jako cíl své práce jsem si stanovil ověření vztahu sňatečnost – nezaměstnanost. Provedením regresní analýzy pomocí metody fixních efektů s robustními chybami jsem dospěl k negativnímu vztahu míry sňatečnosti a mužské nezaměstnanosti a pozitivnímu vztahu s nezaměstnaností ženskou. 0,08% snížení míry růstu sňatečnosti z důvodu zvýšení mužské nezaměstnanosti o 1 procentní bod naznačuje procyklicitu. Za ekonomických krizí vstupují muži do manželství méně. S růstem nezaměstnanosti se snižuje ochota vstoupit do manželství kvůli klesajícímu důchodu, který signalizuje horší mužovy atributy. Naproti tomu zvýšení nezaměstnanosti žen o 1 procentní bod je spojeno s 0,06% zvýšením míry růstu sňatečnosti, což podporuje tvrzení o rostoucím významu hypotézy ekonomické nezávislosti ženy, které se vdávají za ekonomických krizí více. Při zvyšování nezaměstnanosti žen klesá (za konstantní nezaměstnanosti mužů) jejich podíl na pracovní populaci. Více žen se tak dostává do situace, kdy se jim vyplatí vstoupit do manželství a specializovat se ve společné domácnosti na „domácí“ výrobu, pokud se jim v dostatečně krátkém časovém horizontu (ve kterém mohou žít na stejné životní úrovni z úspor a podpory v nezaměstnanosti) nepodaří najít práci. V přepočtu na absolutní hodnoty značí odhadnuté výsledky velmi malé změny. Proto můžu tvrdit, že nebude docházet k tomu, že by za krizí ženy nenacházely dostatek mužů pro vytvoření páru. Navíc na trhu manželství existuje mnoho volných subjektů, které tvoří jakousi „zásobu“ a vyrovnávají mnou vysledované efekty. Nízký koeficient determinace ovšem vysvětluje velmi málo procent z celkové variability modelu. Nejpravděpodobnější příčinou je nezahrnutí statisticky významných proměnných do modelu. Některé z nich jsem opomenul z důvodu špatných dat (religiozita), u některých jsem v Evropě nepředpokládal významný vliv (rasa) a některé veličiny jsou těžko pozorovatelné (vzhled, ne/významnost institutu manželství a jeho vnímání v jednotlivých zemích atd.). Kvůli statistické nevýznamnosti modelu jsem i nucen se vzdát případných doporučení pro podporu uzavírání manželství ze strany státu a provádění pro-sňatečné politiky. Taktéž nemohu odhadnout budoucí trend ve vývoji sledovaného vztahu, avšak přinejmenším pro mnou zkoumaný – krátký – časový horizont let 2000 – 2010 mohu tvrdit, že muži z Evropské unie reagují na hospodářské cykly opačně než evropské ženy. 14
Zdroje 1. ALM, James; WHITTINGTON, Leslie A. Does The Income Tax Affect Marital Decisions?. National Tax Journal. December, 1995, Vol. 48, no. 4, s. 565-572. 2. ARELLANO, Manuel. Panel Data Econometrics. New York : Oxford University Press, 2003. 256 s. ISBN 978-0-19-924529-1. 3. BECKER, Gary S. A Theory of Marriage: Part I. The Journal of Political Economy. 1973, Vol. 81(No. 4), 813-846. 4. BLAU, Francis D.; KAHN, Lawrence M. Gender Differences in Pay. Journal of Economic Perspectives. 2000, Vol. 14(No. 4), 75–99. 5. BOASE, Jeffrey; WELLMAN, Barry. Personal Relationships: On and Off the Internet: Forthcoming in the Cambridge Handbook of Personal Relationships. Cambridge University Press, 2005, 1-20. 6. GALBRAITH, Virginia L.; THOMAS, Dorothy Swaine. Birth Rates and the Interwar Business Cycles. Journal of the American Statistical Association. 1941, Vol. 36(No. 216), 465 - 476. 7. GOLDMAN, N. Marriage selection and mortality patterns: Inferences and fallacies. Demography. 1993, Vol. 30, 189-208. 8. GOLDSTEIN, Joshua R.; KENNEY, Catherine T. Marriage Delayed or Marriage Forgone? New Cohort Forecasts of First Marriage for U.S. Women. American Sociological Review. 2001, Vol. 66(No. 4), 506-519. 9. GREENE, William H. Econometric Analysis. 5th ed. New Jersey : Pearson Education, 2003. 802 s. ISBN 0-13-066189-9. 10. HOOKER, R. H. Correlation of the Marriage-Rate with Trade. Journal of the Royal Statistical Society. 1901, Vol. 64(No. 3), 485-492. 11. KALMIJN, Matthijs; LUIJKX, Ruud. Has the reciprocal relationship between employment and marriage changed for men? An analysis of the life histories of men born in the Netherlands between 1930 and 1970. Population Studies. 2005, Vol. 59(No. 2), 211 - 231. 12. KIRK, Dudley; THOMAS, Dorothy Swaine. The Influence of Business Cycles on Marriage
and
Birth
Rates.
NATIONAL
BUREAU
OF
ECONOMIC
RESEARCH. Demographic and Economic Change in Developed Countries. Cambridge (Massachusetts): Columbia University Press, 1960, 257 - 276. ISBN 087014-302-6. 15
13. KRAVDAL, Oystein. Does Marriage Require a Stronger Economic Underpinning than Informal Cohabitation?. Population Studies. 1999, Vol. 53(No. 1), 63-80. 14. Labor force participation of women and mothers, 2008. BUREAU OF LABOR STATISTICS. Bls.gov [online]. October 09, 2009 [cit. 2012-01-02]. Dostupné z: http://www.bls.gov/opub/ted/2009/ted_20091009.htm 15. MARE, Robert D.; WINSHIP, Christopher. Socioeconomic Change and the Decline of Marriage for Blacks and Whites. The Urban Underclass. Ed. Christopher Jencks and Paul E. Peterson. Washington, D.C.: Brookings Institution. 1991, 175-202. 16. OPPENHEIMER, Valerie Kincade. A Theory of Marriage Timing. American Journal of Sociology. 1988, Vol. 94(No. 3), 563 - 591. 17. ROSS, Catherine E.; MIROWSKY, John. Family Relationships, Social Support and Subjective Life Expectancy. Journal of Health and Social Behavior. 2002, Vol. 43(No. 4), 469-489. 18. SHORE, Stephen H. For Better, For Worse: Intrahousehold Risk-Sharing over the Business Cycle. The Review of Economics and Statistics. 2010, Vol. 92(Iss. 3), 536-548. 19. SCHALLER. For Richer, if not for Poorer? Marriage and Divorce over the Business Cycle. Journal of Population Economics. 2011, Revise and Resubmit. 20. STEVENSON, Betsey. The Impact of Divorce Laws on Investment in MarriageSpecific Capital. Journal of Labor Economics. 2007, Vol. 25(No. 1), 75-94. 21. STEVENSON, Betsey; WOLFERS, Justin. Marriage and Divorce: Changes and their Driving Forces. Journal of Economic Perspectives. 2007, Volume 21, Number 2, s. 27–52. 22. THORNTON, Arland; AXINN, William G.; TEACHMAN, Jay D. The Influence of School Enrollment and Accumulation on Cohabitation and Marriage in Early Adulthood. American Sociological Review. 1995, Vol. 60(No. 5), 762-774. 23. VOZÁR, Mário. CHARLES UNIVERSITY IN PRAGUE, Center for Economic Research and Graduate Education (CERGE) and Economics Institute ASCR, v. v. i. (EI). Marriage Dot EU: The Effect of Internet Usage on Marriage Hazard. Prague, 2011, 35 s. Working Paper Series. 24. WHITE, Lynn; ROGERS, Stacy J. Economic Circumstances and Family Outcomes: A Review of the 1990s. Journal of Marriage and Family. 2000, Vol. 62, No. 4, s. 1035-1051. 16
25. XIE, Yu; RAYMO, James M.; GOYETTE, Kimberly; THORNTON, Arland. Economic Potential and Entry into Marriage and Cohabitation. Demography. 2003, Vol. 40(No. 2), 351-367.
17
