2006 ï RO»NÕK 48 ï »ÕSLO 1
VÃK PÿI S“ATKU A ROZDÕL MEZI VÃKEM éENICHA A VÃKEM NEVÃSTY V »ESK… REPUBLICE V LETECH 1991ñ2004 KRYäTOF ZEMAN
Age at Marriage and Age Difference Between the Age of Groom and Age of Bride in the Czech Republic in 1991ñ2004 The article analyses the age at marriage and the difference between the age of groom and age of bride using the individual records on marriages in 1991ñ2004 in the Czech Republic. The two analysed indicators are examined in relation to the marital status, order of marriage, completed level of education and residence. Among time dimensions we examine the role of calendar time, individual age at marriage and birth cohort. In the first part, simple averages are used for the overview. Later, multiple linear regression models are implemented. The article concludes that while the age at marriage increased by about 5 years since 1991, the age difference between the spouses remained on level 3 years (2.5 years for first marriages), and that the main determinant of the age difference between spouses is the age at marriage, particularly that of groom. Demografie, 2006, 48: 1ñ11
PoË·tkem 90. let zapoËala etapa v˝znamn˝ch zmÏn v populaËnÌm chov·nÌ obyvatelstva »R. Proces sÚateËnosti, kter˝ byl po nÏkolik desetiletÌ znaËnÏ homogennÌ zejmÈna svou vysokou ˙rovnÌ intenzity ve velmi mladÈm vÏku, bÏhem nÏkolika let zcela zmÏnil sv˘j charakter. Mezi roky 19911) a 2004 doölo k rychlÈmu propadu poËtu kaûdoroËnÏ uzavÌran˝ch manûelstvÌ a k r˘stu pr˘mÏrnÈho vÏku snoubenc˘ p¯ibliûnÏ o pÏt let. Tabulkov· prvosÚateËnost ûen klesla z hodnot nad 0,95 pod 0,70, naznaËujÌc, ûe p¯es 30 % ûen by p¯i zachov·nÌ souËasnÈ ˙rovnÏ sÚateËnosti z˘stalo neprovdan˝ch. D˘vody souËasn˝ch zmÏn byly intenzivnÏ diskutov·ny v odbornÈm tisku. Pat¯Ì mezi nÏ p¯edevöÌm zmÏny soci·lnÌho chov·nÌ spojovanÈ s druh˝m demografick˝m p¯echodem, kterÈ se odr·ûejÌ zejmÈna v odkl·d·nÌ sÚatk˘ a rozenÌ dÏtÌ do vyööÌho vÏku. Nov˝m jevem je rozmach kohabitace (nesezdanÈho souûitÌ), buÔto jako p¯edehry nebo dokonce alternativy k manûelstvÌ. Vliv mÏla tÈû urËit· stagnace demografickÈho chov·nÌ obyvatelstva spojen· s p¯echodn˝m zhoröenÌm soci·lnÌ a ekonomickÈ situace bÏhem 1) V roce 1991 doölo vlivem zruöenÌ manûelsk˝ch p˘jËek k vÏtöÌmu propadu poËtu uzav¯en˝ch manûelstvÌ oproti roku 1990, kdy byl naopak poËet sÚatk˘ vyööÌ o sÚatky anticipovanÈ.
1
Demografie, 2006, roË. 48, Ë. 1
zav·dÏnÌ trûnÌho hospod·¯stvÌ. Za ˙vahu d·le stojÌ moûnost vlivu fluktuacÌ v poËtech sÚatkuschopnÈho obyvatelstva podle vÏku ñ tzv. sÚatkov˝ trh ñ bÏhem vstupu populaËnÏ siln˝ch roËnÌk˘ 70. let do vÏku nejvyööÌ intenzity zakl·d·nÌ manûelstvÌ. NedostateËn· popt·vka na sÚatkovÈm trhu m˘ûe vyvolat struktur·lnÌ zmÏnu, odr·ûejÌcÌ se nap¯Ìklad v posunu vÏku snoubenc˘ a rozdÌlu mezi vÏkem ûenicha a vÏkem nevÏsty p¯i sÚatku. Pr·vÏ tyto dva jmenovanÈ ukazatele se chyst· analyzovat n·sledujÌcÌ staù. Na poË·tku minulÈho stoletÌ2), v roce 1910 Ëinil vÏk svobodn˝ch p¯i sÚatku 28,0 let u muû˘ a 25,4 let u ûen (Fialov·, 2002). V roce 1921 byla hodnota vÏku p¯i vstupu do manûelstvÌ pro muûe 28,6 let, u ûen 25,9 (KuËera, 1994). RozdÌl Ëinil dlouhodobÏ okolo 2,5 roku. Od tÈ doby se vÏk p¯i sÚatku sniûoval aû do poË·tku 90. let. K v˝raznÈmu snÌûenÌ doölo poprvÈ bÏhem obdobÌ protektor·tu, kdy dÌky nerovnostem na sÚatkovÈm trhu doch·zelo k rychlejöÌmu sniûov·nÌ sÚatkovÈho vÏku u ûen neû u muû˘ a k r˘stu vÏkovÈho rozdÌlu aû na 4,5 roku (KuËera, 1994). BÏhem pades·t˝ch let doölo naopak k rychlejöÌmu snÌûenÌ vÏku p¯i vstupu do prvnÌho manûelstvÌ u muû˘ neûli u ûen ñ mezi roky 1950 a 1970 klesl podle Srba a Fesenka (1975) sÚatkov˝ vÏk u muû˘ o 2,2 roku, zatÌmco u ûen pouze o 1,4 roku; vÏkov˝ rozdÌl se tak snÌûil z 3,2 na 2,3 roku. NejËastÏjöÌ vÏk snoubenc˘ klesl mezi t¯ic·t˝mi a öedes·t˝mi lety dvac·tÈho stoletÌ z 25 let na 22 let u muû˘, u ûen z 23 dokonce na 18 aû 19 let; podÌl sÚatk˘, v nichû byla nevÏsta staröÌ ûenicha, klesl z 18 na 10 % (JureËek, 1967). Jak je patrnÈ z tab. 1, od 60. let se pr˘mÏrn˝ tabulkov˝ vÏk ûenich˘ a nevÏst p¯i prvnÌm sÚatku mÏnÌ ve vz·jemnÈ shodÏ a jejich rozdÌl se pohybuje v ˙zkÈm rozpÏtÌ 2,1ñ3,3 rok˘. Takto hrub˝ ukazatel n·m vöak o vz·jemnÈm vztahu vÏku obou snoubenc˘ mnoho ne¯ekne. Tab. 1 Základní charakteristiky sňatečnosti v České republice, 1950–2004 (Basic characteristics of nuptiality, Czech Republic, 1950–2004) Rok 1950 1961 1970 1980 1985 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004
Tabulková prvosňatkovost žen (%) 97,4 97,6 95,9 96,9 95,9 96,2 91,4 91,8 87,9 82,5 80,0 77,1 78,7 75,7 74,1 74,4 72,5 72,4 68,7 69,8
Průměrný tabulkový věk při prvním sňatku muži
ženy
25,8 24,6 24,4 24,9 24,5 24,0 24,7 24,8 25,4 26,2 26,7 27,1 27,6 28,1 28,5 28,8 29,2 29,7 30,2 30,5
22,3 21,4 21,7 21,7 21,8 21,4 22,2 22,5 23,2 23,9 24,6 24,9 25,4 25,7 26,2 26,4 26,9 27,2 27,7 28,0
Rozdíl m–ž
Počet sňatků
3,6 3,1 2,7 3,3 2,8 2,5 2,4 2,3 2,2 2,2 2,1 2,2 2,2 2,4 2,3 2,4 2,3 2,5 2,5 2,5
95 166 74 003 90 624 78 343 80 653 90 953 71 973 74 060 66 033 58 440 54 956 53 896 57 804 55 027 53 523 55 321 52 374 52 732 48 943 51 447
Prameny: ČSÚ, 2005; FSÚ, 1989; Kretschmerová, 2004; Rychtaříková, 1995; Růžička – Kučerová, 1967. 2) V tomto historickÈm exkurzu jsou uv·dÏna data z r˘zn˝ch zdroj˘ vypoËtena rozdÌln˝mi metodami. NÏkterÈ ˙daje se mohou liöit od hodnot uveden˝ch v tab. 1. Jde tedy spÌöe o nastÌnÏnÌ celkov˝ch trend˘.
2
Kryötof Zeman: VÏk p¯i sÚatku a rozdÌl mezi vÏkem ûenicha a vÏkem nevÏsty v »eskÈ republice v letech 1991ñ2004
Individu·lnÌ data »eskÈho statistickÈho ˙¯adu za sÚatky uzav¯enÈ v letech 1991ñ2004 umoûÚujÌ hluböÌ anal˝zu vÏku p¯i sÚatku, a to tÈû v n·vaznosti na dalöÌ faktory, kter˝mi bude v tomto p¯ÌspÏvku vzdÏl·nÌ, rodinn˝ stav, po¯adÌ manûelstvÌ a bydliötÏ, a co se t˝Ëe ËasovÈ dimenze tak kromÏ kalend·¯nÌho roku jeötÏ individu·lnÌ vÏk a generace narozenÌ. »l·nek je rozdÏlen do dvou Ë·stÌ. V prvnÌ je analyzov·n vÏk p¯i sÚatku podle pohlavÌ, jeho rozdÌl mezi snoubenci v z·vislosti na uveden˝ch faktorech a v˝voj tÏchto ukazatel˘ mezi roky 1991 a 2004. Pr˘mÏrn˝ vÏk je vûdy poËÌtan˝ jako pr˘mÏr z p¯esn˝ch vÏk˘ p¯i sÚatku3) (s p¯esnostÌ na dny), rozdÌl je poËÌtan˝ jako pr˘mÏr ze vöech individu·lnÌch rozdÌl˘ p¯esnÈho vÏku nevÏsty odeËtenÈho od p¯esnÈho vÏku ûenicha. V druhÈ Ë·sti je analyzov·n rozdÌl sofistikovanÏjöÌm zp˘sobem pomocÌ vÌcerozmÏrnÈ line·rnÌ regresnÌ anal˝zy. Ta pom˘ûe identifikovat Ëist˝ vliv jednotliv˝ch faktor˘ na vÏkov˝ rozdÌl p¯i sÚatku, oËiötÏn˝ od vz·jemn˝ch vztah˘ a z·vislostÌ mezi tÏmito faktory. DalöÌm z·mÏrem bude zjistit, jestli jsou pro vz·jemn˝ vztah mezi vÏkem snoubenc˘ stÏûejnÌ spÌöe charakteristiky ûenicha anebo nevÏsty. NÏkterÈ faktory jsou vÌce vz·jemnÏ prov·zanÈ a jsou tedy do anal˝z zahrnov·ny pouze nÏkterÈ z nich. Rodinn˝ stav a po¯adÌ manûelstvÌ nap¯Ìklad spolu tÏsnÏ souvisÌ, z·roveÚ jsou propojenÈ s vÏkem vstupu do manûelstvÌ i s roËnÌkem narozenÌ. ZajÌmavÈ je, ûe hodnota parci·lnÌho korelaËnÌho koeficientu mezi ¯adami vÏkovÈho rozdÌlu snoubenc˘ a rokem uzav¯enÌ sÚatku se rovn· nule, coû naznaËuje, ûe rozdÌl se bÏhem let 1991ñ2004 v˘bec nemÏnil. Z anal˝zy parci·lnÌch korelaËnÌch koeficient˘ d·le nap¯Ìklad vypl˝v·, ûe nejvyööÌ ukonËenÈ vzdÏl·nÌ nevÏsty roste se vzdÏl·nÌm ûenicha, u obou pohlavÌ je navÌc v pr˘mÏru vyööÌ u praûskÈho obyvatelstva. Hodnota a znamÈnko korelaËnÌho koeficientu mezi rozdÌlem vÏku snoubenc˘ p¯i sÚatku a nÏkter˝mi dalöÌmi charakteristikami budou komentov·ny v dalöÌ Ë·sti Ël·nku. Anal˝za pr˘mÏr˘ z individu·lnÌch dat P¯edevöÌm je jasnÈ, ûe prvnÌ sÚatky svobodn˝ch partner˘ majÌ jinÈ charakteristiky neû sÚatky rozveden˝ch Ëi ovdovÏl˝ch. P¯ibliûnÏ dvÏ t¯etiny sÚatk˘ v »eskÈ republice je uzavÌr·no dvÏma svobodn˝mi snoubenci (podÌl mÌrnÏ klesl mezi roky 1991 a 2004 z 69 % na 64 %). U tÏchto sÚatk˘ vzrostl pr˘mÏrn˝ vÏk ûenicha Tab. 2 Průměrný věk při sňatku – všechny sňatky (Mean age at marriage z 23,5 v roce 1991 na 28,3 v roce 2004, u nevÏst – all marriages) ölo o posun z vÏku 21,0 na 25,9 let. U obou pohlavÌ vzrostl vÏk p¯i sÚatku svobodn˝ch o neceRok Ženich Nevěsta Rozdíl l˝ch pÏt let, zmÏna pr˘mÏrnÈho rozdÌlu vÏku p¯i 1991 27,5 24,5 3,0 sÚatku byla nepatrn·. Pokud bereme v ˙vahu 1992 27,6 24,6 3,0 vöechny sÚatky bez ohledu na rodinn˝ stav, vÏk 1993 27,8 24,8 3,0 vzrostl u obou pohlavÌ o 5,2 roku, u ûen z 24,5 1994 28,4 25,3 3,0 na 29,7, u muû˘ z 27,5 na 32, 7. Lze tedy kon1995 28,8 25,8 3,0 statovat, ûe pr˘mÏrn˝ rozdÌl ve vÏku snoubenc˘ 1996 29,1 26,1 3,0 se nemÏnÌ, ËinÌ dlouhodobÏ t¯i roky u vöech sÚat1997 29,9 27,0 3,0 k˘ a okolo 2,5 roku u sÚatk˘ protogamnÌch 1998 30,0 27,0 3,0 1999 30,5 27,5 3,0 (oboustrannÏ prvnÌch). Bez ohledu na to, jestli 2000 30,9 27,9 3,0 bereme v potaz vöechny nebo pouze prvnÌ sÚat2001 31,2 28,3 3,0 ky, je nejËastÏjöÌm rozdÌlem (modus) v dokon2002 31,8 28,8 3,0 ËenÈm vÏku mezi snoubenci 1 rok, medi·n se 2003 32,3 29,3 3,0 nach·zÌ okolo jen nepatrnÏ mÈnÏ ËastÈ hodnoty 2004 32,7 29,7 3,0 dvou let. »astÈ jsou tÈû hodnoty 0 nebo 3 roky. 2004–1991 5,2 5,2 0,0 Shodn˝ dokonËen˝ vÏk majÌ snoubenci p¯ibliû3) Na rozdÌl od pr˘mÏrnÈho vÏku vypoËtenÈho pomocÌ tabulky sÚateËnosti jsou pr˘mÏrnÈ vÏky vypoËtenÈ z re·ln˝ch rozloûenÌ sÚatk˘ z·vislÈ na v·ze jednotliv˝ch generacÌ vstupujÌcÌch do sÚatkovÈho vÏku.
3
Demografie, 2006, roË. 48, Ë. 1
nÏ v desetinÏ p¯Ìpad˘. PodÌl staröÌch ûenich˘ Tab. 3 Průměrný věk při sňatku – sňatky protogamní (Mean age at poklesl mezi roky 1991 a 2004 ze 75 % na 70 % marriage – first marriages) s tÌm, jak rostlo zastoupenÌ sÚatk˘, kde byla starRok Ženich Nevěsta Rozdíl öÌ nevÏsta, z 15 na 20 %. 1991 23,5 21,0 2,6 ZatÌmco s rodinn˝m stavem, p¯i kterÈm snou1992 23,6 21,1 2,5 benci vstupujÌ do manûelstvÌ (a takÈ s†po¯adÌm 1993 23,7 21,2 2,5 manûelstvÌ), samoz¯ejmÏ roste i vÏk snoubenc˘ 1994 24,0 21,5 2,5 (v posloupnosti svobodn˝-rozveden˝-ovdovÏl˝), 1995 24,3 21,9 2,4 s vlivem rodinnÈho stavu na vÏkov˝ rozdÌl mezi 1996 24,7 22,3 2,4 1997 25,2 22,8 2,4 snoubenci je tomu jinak u ûen a jinak u muû˘. 1998 25,6 23,1 2,4 ZatÌmco u muû˘ tento rozdÌl roste (ËinÌ p¯ibliû1999 26,0 23,6 2,4 nÏ 2 roky u svobodn˝ch, p¯es 5 let u rozvede2000 26,4 24,1 2,3 n˝ch a 8 let u ovdovÏl˝ch), u ûen spÌöe kles· (ze 2001 26,9 24,5 2,4 t¯Ì let u svobodn˝ch na hodnoty okolo dvou let 2002 27,4 25,0 2,4 u rozveden˝ch a ovdovÏl˝ch). 2003 27,9 25,5 2,4 VÏk svobodn˝ch vzrostl bÏhem obdobÌ 2004 28,3 25,9 2,4 1991ñ2004 o necel˝ch pÏt let, na 28,9 u muû˘ 2004–1991 4,8 5,0 –0,2 a 26,3 u ûen4), vÏk rozveden˝ch p¯i sÚatku stoupl o 4ñ5 let na 42,5 u muû˘ a 39,0 u ûen a vÏk ovdovÏl˝ch stoupl zhruba o 2ñ3 roky. SÚatkov˝ rozdÌl5) se vöak p¯Ìliö nemÏnil, jak ukazuje tabulka 4. Tab. 4 Průměrný věk a rozdíl mezi věky ženicha a nevěsty podle rodinného stavu snoubenců (Mean age and mean difference between age of groom and age of bride according to the marital status) Průměry podle rodinného stavu ženicha 1991 Stav svobodný rozvedený ovdovělý
Věk ženicha 24,1 37,7 56,5
Rozdíl 2,2 5,2 8,2
Průměry podle rodinného stavu ženicha 2004 N 55 486 15 398 1 089
Průměry podle rodinného stavu nevěsty 1991 Stav svobodná rozvedená ovdovělá
Věk nevěsty 21,4 34,6 46,9
Rozdíl 3,1 2,4 3,0
Stav svobodný rozvedený ovdovělý
Věk ženicha 28,9 42,5 58,0
Rozdíl 1,9 5,8 8,1
N 37 940 12 857 650
Průměry podle rodinného stavu nevěsty 2004 N 55 748 15 284 941
Stav svobodná rozvedená ovdovělá
Věk nevěsty 26,3 39,0 49,4
Rozdíl 3,2 2,3 1,5
N 38 147 12 552 748
Fakt uveden˝ v minulÈm odstavci souvisÌ tÈû s rozdÌln˝m chov·nÌm na sÚatkovÈm trhu bÏhem individu·lnÌho st·rnutÌ muû˘ a ûen. ZatÌmco ûeny si berou partnery o 2ñ3 roky staröÌ bez ohledu na aktu·lnÌ vÏk (rozdÌl se pouze mÌrnÏ sniûuje ze 4 let u sÚatk˘ teenagerek na 2 roky u ûen staröÌch Ëty¯iceti let), u muû˘ se rozdÌl v˝raznÏ zvyöuje s vÏkem. Pr˘bÏh je dob¯e patrn˝ z grafu 1, kde jsou tÈû pomocÌ line·rnÌ regrese proloûeny spojnice trend˘ a zobrazeny jejich rovnice. Z nich je z¯ejmÈ, ûe u muû˘ je v˝raznÏjöÌ relativnÌ zmÏna vÏkovÈho rozdÌlu o p¯ibliûnÏ 22 % za kaûd˝ rok vÏku, zatÌmco absolutnÌ Ëlen je minim·lnÌ. TÈû tÏsnost vztahu mezi vÏkem p¯i sÚatku a rozdÌlem vÏku oproti snoubence, mϯen· koeficientem determinace, je vysok· (R2 = 91 %). U ûen je vztah mÈnÏ tÏsn˝ (R2 = 79 %); d˘leûitÏjöÌ je zejmÈna absolutnÌ Ëlen 3,5 roku, relativnÌ zmÏna rozdÌlu s vÏkem je zanedbateln·. 4)
Zde se jedn· na rozdÌl od hodnot z tab. 3 o sÚatky svobodn˝ch bez ohledu na stav partnera. Pr˘mÏrn˝ vÏkov˝ rozdÌl se liöÌ z pohledu muû˘ a z pohledu ûen, neboù je zde r˘zn· struktura charakteristik partnera. RozdÌl tedy nenÌ hodnotou pr˘mÏrnÈho vÏku nevÏsty odeËtenou od pr˘mÏrnÈho vÏku ûenicha, ale pr˘mÏrem vöech rozdÌl˘ vÏku nevÏsty dan˝ch charakteristik a vÏku jejÌho manûela (jiû nediferencovanÈho). 5)
4
Kryötof Zeman: VÏk p¯i sÚatku a rozdÌl mezi vÏkem ûenicha a vÏkem nevÏsty v »eskÈ republice v letech 1991ñ2004
Graf 1 Závislost věkového rozdílu mezi snoubenci na věku při sňatku, ČR, 1991–2004 (Relation of age difference between the spouses to the age at marriage, CR, 1991–2004)
Tab. 5 Průměrný věk a věkový rozdíl podle věku snoubenců, 1991–2004 (Mean age and mean difference between age of groom and age of bride according to the age at marriage, 1991–2004) Z pohledu ženicha Ženich* 20 30 40 50 60 70
Z pohledu nevěsty Nevěsta** 20,4 26,7 34,2 43,6 51,7 58,3
Rozdíl*** 0,2 3,7 6,3 6,8 8,7 12,2
Pozn.: *Ženich ... dokončený věk **Nevěsta ... průměrný přesný věk ***Rozdíl ... průměr z individuálních rozdílů mezi přesným věkem ženicha a přesným věkem nevěsty
Nevěsta* 20 30 40 50 60 70
Ženich** 23,9 33,1 42,5 52,3 62,3 70,5
Rozdíl*** 3,5 2,6 2,0 1,9 1,8 0,1
Pozn.: *Nevěsta ... dokončený věk **Ženich ... průměrný přesný věk ***Rozdíl ... průměr z individuálních rozdílů mezi přesným věkem ženicha a přesným věkem nevěsty
U muû˘ takÈ ËastÏji doch·zÌ k extrÈm˘m ñ i muûi nejstaröÌch vÏkov˝ch kategoriÌ si berou velmi mladÈ ûeny, zatÌmco staröÌ ûeny si spÌöe berou vrstevnÌky. Co se t˝Ëe po¯adÌ manûelstvÌ, zde je efekt kombinacÌ vlivu vÏku a rodinnÈho stavu. Pr˘mÏrn˝ vÏkov˝ rozdÌl mezi snoubenci kles· s po¯adÌm sÚatku ûeny, hodnota za obdobÌ 1991ñ2004 ËinÌ 3,2 roku u prvnÌho sÚatku, u druhÈho a t¯etÌho sÚatku rozdÌl postupnÏ kles· na 2,7 a 1,4 roku, u n·sledujÌcÌch po¯adÌ, kterÈ vöak relativnÏ tvo¯ily mÈnÏ neû p˘l procenta uzav¯en˝ch manûelstvÌ v uvedenÈm obdobÌ, se rozdÌl pohybuje okolo nuly. U muû˘ tento rozdÌl naopak roste podobnÏ jako s vÏkem p¯i sÚatku (p¯i prvnÌm sÚatku ËinÌ pr˘mÏrn˝ vÏkov˝ rozdÌl 2,1 roku, p¯i sÚatku druhÈm 5,5 roku, p¯i t¯etÌm 7,3, p¯i ËtvrtÈm 8,6 atd.). Hodnota parci·lnÌho korelaËnÌho koeficientu mezi rodinn˝m stavem vstupujÌcÌho do manûelstvÌ a vÏkov˝m rozdÌlem snoubenc˘ ËinÌ 0,32 pro muûe a ñ0,06 pro ûeny (za celÈ obdobÌ 1991ñ2004). PodobnÈ jsou hodnoty kore5
Demografie, 2006, roË. 48, Ë. 1
laËnÌho koeficientu mezi po¯adÌm manûelstvÌ a rozdÌlem (0,31 a ñ0,08) a mezi vÏkem a rozdÌlem (0,46 a ñ0,11 resp.). Z toho je patrnÈ, ûe vÏkov˝ rozdÌl roste zejmÈna s vÏkem p¯i sÚatku/ rodinn˝m stavem/po¯adÌm sÚatku ûenicha, zatÌmco je mnohem mÈnÏ z·visl˝ na podobn˝ch charakteristik·ch nevÏsty. P¯estoûe nejvyööÌ ukonËenÈ vzdÏl·nÌ p¯Ìmo souvisÌ s vÏkem, nevypl˝v· z toho, ûe by mÏli vzdÏlanÏjöÌ snoubenci vyööÌ pr˘mÏrn˝ vÏk p¯i sÚatku. To platÌ pouze pro prvnÌ sÚatek, u vöech sÚatk˘ dohromady je vöak pr˘mÏrn˝ vÏk ovlivnÏn tÌm, ûe podÌl rozveden˝ch a ovdovÏl˝ch je nejvyööÌ mezi snoubenci se z·kladnÌm vzdÏl·nÌm (v roce 2004 Ëinil okolo 40 %). ZatÌmco mezi muûi n·sleduje kategorie vysokoökol·k˘ (24 %), podÌl vd·vajÌcÌch se opakovanÏ mezi vysokoökolaËkami je ze vöech kategoriÌ pohlavÌ a vzdÏl·nÌ nejniûöÌ (12 %). NejstaröÌmi snoubenci tak v roce 2004 byli lidÈ se z·kladnÌm vzdÏl·nÌm. U osob se z·kladnÌm vzdÏl·nÌm tÈû doölo k nejvÏtöÌmu relativnÌmu poklesu roËnÌch poËt˘ sÚatk˘ v souvislosti s tÌm, jak v tÈto skupinÏ roste oblÌbenost souûitÌ v nesezdanÈm svazku ñ kup¯Ìkladu podÌl mimomanûelsky narozen˝ch Ëinil v roce 2004 u matek se z·kladnÌm vzdÏl·nÌm 67 % ve srovn·nÌ s celorepublikov˝m pr˘mÏrem 31 %. ZajÌmavÏjöÌ je vöak anal˝za vÏkovÈho rozdÌlu mezi snoubenci v z·vislosti na ukonËenÈm vzdÏl·nÌ. ZatÌmco u prvnÌch t¯Ì kategoriÌ vzdÏl·nÌ (z·kladnÌ, st¯ednÌ bez maturity vËetnÏ vyuËenÌ, st¯ednÌ s maturitou) jsou hodnoty rozdÌlu srovnatelnÈ (vz·jemnÏ i s hodnotou za celou populaci, kter· ËinÌ 3 roky), ukonËenÈ vysokoökolskÈ vzdÏl·nÌ muû˘ zd· se vÏkov˝ rozdÌl snoubenc˘ mÌrnÏ zvyöovat, zatÌmco u ûen rozdÌl sniûuje (tab. 6). Pokud analyzujeme vzdÏl·nÌ obou snoubenc˘ navz·jem (za celÈ obdobÌ 1991ñ2004), je patrnÈ ûe vyööÌ vzdÏl·nÌ ûeny sniûuje rozdÌl, zatÌmco vyööÌ vzdÏl·nÌ muûe rozdÌl zvyöuje (tab. 7). NejuûöÌ vÏkov˝ rozdÌl je u svazk˘, kde je ûena vzdÏlanÏjöÌ neû muû, naopak rozdÌl u sÚatk˘ vysokoökolsky vzdÏlan˝ch muû˘ s nevÏstou se z·kladnÌm vzdÏl·nÌm ËinÌ tÈmϯ 6 let. Z hodnoty korelaËnÌho koeficientu mezi vzdÏl·nÌm nevÏsty a ûenicha (0,55) je patrn˝ ˙zk˝ vztah mezi tÏmito charakteristikami. SÚatky po tÈto str·nce endogamnÌ (stejn˝ stupeÚ ukonËenÈho vzdÏl·nÌ) vykazujÌ asi o Ëtvrt roku niûöÌ rozdÌl mezi vÏkem snoubenc˘ ñ ûeniöi b˝vajÌ o 1,5 roku mladöÌ, nevÏsty o 1,2 roku mladöÌ neû snoubenci ze vzdÏlanostnÏ smÌöenÈho manûelstvÌ6). Tab. 6 Průměrný věk a věkový rozdíl podle nejvyššího ukončeného vzdělání (Mean age and mean difference between age of groom and age of bride according to the completed level of education) Průměry podle vzdělání ženicha 1991 Vzdělání základní střední bez m. střední s mat. vysokoškolské
Věk ženicha 30,8 26,0 27,2 32,0
Průměry podle vzdělání ženicha 2004 Rozdíl 3,0 2,8 2,9 4,4
N 9 395 35 161 21 008 6 409
Průměry podle vzdělání nevěsty 1991 Vzdělání základní střední bez m. střední s mat. vysokoškolské
Věk nevěsty 27,5 22,8 24,3 29,0
Vzdělání základní střední bez m. střední s mat. vysokoškolské
Věk ženicha 35,3 32,9 31,6 33,5
Rozdíl 2,9 3,0 2,7 3,4
N 3 519 19 827 19 341 8 760
Rozdíl 3,5 3,0 3,0 2,4
N 4 872 13 903 24 587 8 085
Průměry podle vzdělání nevěsty 2004 Rozdíl 3,0 2,9 3,0 2,9
N 12 080 27 447 28 563 3 883
Vzdělání základní střední bez m. střední s mat. vysokoškolské
Věk nevěsty 33,0 30,5 28,7 29,5
6) V souvislosti s tÌm je zajÌmavÈ, ûe nejvyööÌ podÌl oboustrannÏ prvnÌch manûelstvÌ je uzavÌr·n mezi vzdÏlanostnÏ homogennÌmi snoubenci, zatÌmco ze sÚatk˘ vysokoökol·k˘ s osobou z·kladnÌho vzdÏl·nÌ (v obou smÏrech) je homogennÌ pouh· t¯etina. SÚatky mladöÌch snoubenc˘ shodnÈho vzdÏl·nÌ tak ukazujÌ na specifick˝ typ svazk˘ utvo¯en˝ch bÏhem studia.
6
Kryötof Zeman: VÏk p¯i sÚatku a rozdÌl mezi vÏkem ûenicha a vÏkem nevÏsty v »eskÈ republice v letech 1991ñ2004
Tab. 7 Průměrný věkový rozdíl podle vzájemného vzdělání, 1991–2004 (Mean difference between age of groom and age of bride according to the completed level of education of both spouses, 1991–2004)
U vlivu bydliötÏ byla analyzov·na odliönost chov·nÌ praûsk˝ch snoubenc˘ od situace v regionech. Charakteristika praûsk˝ch snoubenc˘ se v˝raznÏji zmÏnila bÏhem devades·t˝ch let. Ženich / Nevěsta 1. 2. 3. 4. V roce 1991 byl pr˘mÏrn˝ vÏk p¯i sÚatku obËan˘ základní 1. 2,8 2,2 2,7 2,5 Prahy o 3ñ4 roky vyööÌ neû u ostatnÌho obyvastřední bez m. 2. 3,6 2,9 2,6 2,3 telstva. V dalöÌch letech vöak rostl vÏk mimostřední s mat. 3. 4,0 3,2 2,9 2,2 praûsk˝ch rychleji a pro rok 2004 Ëinila difevysokoškolské 4. 5,9 5,2 4,9 2,8 rence jiû jen necelÈ 2 roky. Co se t˝Ëe rozdÌlu mezi vÏkem ûenicha a nevÏsty, ten byl v roce 1991 p¯ibliûnÏ o p˘l roku vyööÌ u praûsk˝ch snoubenc˘, v roce 2004 se vöak jiû v˝raznÏji neliöil od mimopraûsk˝ch.
Tab. 8 Průměrný věk a věkový rozdíl podle bydliště snoubenců (Mean age and mean difference between age of groom and age of bride according to the residence: Non–Prague / Prague) Průměry podle bydliště ženicha 1991 Bydliště mimopražské Praha odchylka
Věk ženicha 27,1 30,8 3,7
Průměry podle bydliště ženicha 2004 Rozdíl 2,9 3,5 0,6
Průměry podle bydliště nevěsty 1991 Bydliště mimopražské Praha odchylka
Věk nevěsty 24,2 27,5 3,3
Bydliště mimopražské Praha odchylka
Věk ženicha 32,4 34,3 1,9
Rozdíl 2,9 3,2 0,3
Průměry podle bydliště nevěsty 2004 Rozdíl 2,9 3,3 0,4
Bydliště mimopražské Praha odchylka
Věk nevěsty 29,5 31,4 1,9
Rozdíl 3,0 2,9 0,0
Line·rnÌ regresnÌ modely V dalöÌm oddÌle budou ovϯeny a doplnÏny v˝sledky zÌskanÈ prost˝m pr˘mÏrov·nÌm individu·lnÌch dat implementov·nÌm modelu vÌcerozmÏrnÈ line·rnÌ regresnÌ anal˝zy. Za prvÈ tak budou zÌsk·ny informace o vlivu jednotliv˝ch faktor˘ oËiötÏnÈ od vz·jemn˝ch z·vislostÌ mezi tÏmito faktory. Bude tak zjiötÏno, kterÈ z d˘leûit˝ch charakteristik, jako je vzdÏl·nÌ, bydlenÌ v Praze, rodinn˝ stav Ëi vÏk p˘sobÌ p¯Ìmo a kterÈ pouze sdÌlejÌ vliv spoluz·visl˝ch faktor˘. Snahou je zÌskat p¯edstavu o tom, zda se nÏjak mÏnÌ chov·nÌ mlad˝ch generacÌ, p¯edevöÌm generacÌ siln˝ch populaËnÌch roËnÌk˘ 70. let, z hlediska chov·nÌ na sÚatkovÈm trhu, pokud bude oËistÏn vliv roËnÌku narozenÌ od vlivu mladöÌho vÏku. Za druhÈ v˝sledky regresnÌ anal˝zy umoûnÌ lÈpe srovnat sÚatkovÈ chov·nÌ v roce 1991 s rokem 2004 z hlediska p¯ÌpadnÈho posunu v˝znamu u jednotliv˝ch faktor˘ ñ model poËÌt· i s p¯Ìpadn˝m vlivem zmÏn v·hy jednotliv˝ch charakteristik bÏhem Ëasu, kterÈ eliminuje. A za t¯etÌ anal˝za pom˘ûe lÈpe navz·jem srovnat vlivy faktor˘ na stranÏ ûenicha s efektem charakteristik nevÏsty. Teoreticky se vych·zÌ z modelu y = α + βíX + u, kde y je zjiötÏn˝ v˝stup charakteru spojitÈ veliËiny, zde vÏk p¯i sÚatku Ëi rozdÌl mezi vÏkem ûenicha a vÏkem nevÏsty. Vektor βí znaËÌ hledanÈ parametry (regresnÌ koeficienty) odpovÌdajÌcÌ souboru hodnot vstupnÌch dat kategori·lnÌho charakteru X, α znaËÌ absolutnÌ Ëlen popisujÌcÌ z·kladnÌ distribuci (tzv. baseline). Rezidu·lnÌ (chybov˝) Ëlen u odpovÌd· norm·lnÌmu rozdÏlenÌ N(0, σ2u). V modelu byly pouûity pro kaûdÈ pohlavÌ n·sledujÌcÌ parametry7): ñ nejvyööÌ ukonËenÈ vzdÏl·nÌ ñ z·kladnÌ, st¯ednÌ bez maturity vËetnÏ vyuËenÌ, st¯ednÌ s matu7)
V˝poËty byly provedeny v programu aML.
7
Demografie, 2006, roË. 48, Ë. 1
ritou, vysokoökolskÈ, kde kategorie st¯ednÌho vzdÏl·nÌ bez maturity byla zvolena jako z·kladnÌ, ke kterÈ se ostatnÌ t¯i kategorie vztahujÌ; ñ rodinn˝ stav p¯i sÚatku ñ z·kladnÌ kategorie svobodn˝ch, d·le rozvedenÌ a ovdovÏlÌ; ñ bydliötÏ ñ Praha nebo jin· obec (druh· kategorie z·kladnÌ); ñ prvnÌ charakteristikou ËasovÈ dimenze pouûitÈ p¯i modelov·nÌ vÏkov˝ch rozdÌl˘ je vÏk p¯i sÚatku, rozdÏlen˝ na intervaly 16ñ24, 25ñ29 (z·kladnÌ), 30ñ34, 35ñ44 a 45+; ñ druhou Ëasovou charakteristikou, pouûitou v poslednÌm ze t¯Ì model˘, je generace narozenÌ, rozdÏlen· na obdobÌ narozen˝ch do roku 1965 (z·kladnÌ), 1966ñ1971, 1972ñ1977 a 1978+. VÏk p¯i sÚatku byl analyzov·n zvl·öù za muûe a zvl·öù za ûeny, v roce 1991 a v roce 2004. RozdÌl mezi vÏkem ûenicha a vÏkem nevÏsty byl analyzov·n pomocÌ dvou r˘zn˝ch model˘. V prvnÌm p¯ÌpadÏ je zkoum·no ovlivnÏnÌ vÏkovÈho rozdÌlu vöemi charakteristikami jednoho ze snoubenc˘ vËetnÏ vÏku p¯i sÚatku, avöak bez ukazatele roËnÌku narozenÌ8), ve dvou r˘zn˝ch obdobÌch. Modelov·ny zde byly postupnÏ celkem Ëty¯i sady dat, zvl·öù za muûe a zvl·öù za ûeny, v roce 1991 a v roce 2004. Ve druhÈm p¯ÌpadÏ ölo o to, zjistit efekt generaËnÌ, tedy, zda se u mladöÌch generacÌ mÏnÌ vÏkov˝ rozdÌl mezi partnery. VÏk zde byl modelov·n spojitÏ a nikoli v intervalech a analyzov·na byla souhrnnÏ data za celÈ obdobÌ 1991ñ2004, zvl·öù pro muûe a zvl·öù pro ûeny. Tab. 9 Výsledky modelu věku při sňatku (Parameter estimates of the model of age at marriage) Ženich
Ukazatel baseline vzdělání
stav při sňatku
bydliště σ (u) log Likelihood
věk při sňatku základní střední bez maturity střední s maturitou vysokoškolské svobodný rozvedený ovdovělý Praha jiné
1991 23,2 +2,1 b +0,8 +4,1 b +13,2 +31,6 +1,6 b 6,3 –234 385
Nevěsta 2004 28,6 +1,7 b –0,4 +1,5 b +13,6 +28,8 +1,4 b 6,9 –172 697
1991 20,3 +1,6 b +1,3 +5,0 b +13,0 +25,2 +1,6 b 5,7 –227 022
2004 25,7 +1,4 b +0,0 +1,9 b +12,8 +23,0 +1,6 b 6,3 –167 493
Tab. 9 shrnuje v˝sledky prvnÌho modelu pro vÏk p¯i sÚatku. Baseline oznaËuje modelovou hodnotu vÏku p¯i sÚatku pro danou z·kladnÌ skupinu, coû jsou v naöem p¯ÌpadÏ svobodnÌ snoubenci se st¯edoökolsk˝m vzdÏl·nÌm bez maturity, kte¯Ì nebydlÌ v Praze. OstatnÌ hodnoty ukazujÌ absolutnÌ odchylku vÏku podle danÈ kategorie a jestli je vÏk niûöÌ (z·pornÈ hodnoty) nebo vyööÌ neû u z·kladnÌ skupiny. Hodnoty tuËnÏ vytiötÏnÈ jsou statisticky signifikantnÌ (skupina se liöÌ od z·kladnÌ skupiny na 5% hladinÏ v˝znamnosti), hodnoty tiötÏnÈ kurzÌvou jsou statisticky nesignifikantnÌ. Ve spodnÌ Ë·sti tabulky je uvedena hodnota smÏrodatnÈ odchylky rezidu·lnÌho Ëlenu modelu a hodnota logaritmu tzv. likelihood (jde o testovacÌ statistiku pouûÌvanou p¯i odhadov·nÌ parametr˘ modelu metodou maxim·lnÌ vÏrohodnosti). V˝sledky prvnÌho modelu se p¯Ìliö neliöÌ od v˝sledk˘ anal˝zy pr˘mÏr˘ z individu·lnÌch ˙daj˘. Z·kladnÌ hodnoty modelovÈho vÏku p¯i sÚatku v tabulce 9 se podobajÌ hodnot·m pr˘mÏrnÈho vÏku svobodn˝ch snoubenc˘ (tab. 3), vÏk vzrostl mezi roky 1991 a 2004 u obou 8) V tomto modelu nebylo moûnÈ vËlenit informaci o roËnÌku narozenÌ, neboù mezi jiû zahrnut˝m vÏkem p¯i sÚatku, kalend·¯nÌm rokem sÚatku a generacÌ existuje line·rnÌ z·vislost.
8
Kryötof Zeman: VÏk p¯i sÚatku a rozdÌl mezi vÏkem ûenicha a vÏkem nevÏsty v »eskÈ republice v letech 1991ñ2004
pohlavÌ o 5,4 roku. Je t¯eba p¯ipomenout, ûe model umoûÚuje analyzovat efekt jednotliv˝ch charakteristik oËiötÏn˝ od vz·jemn˝ch vliv˘ mezi jednotliv˝mi charakteristikami. RozvedenÌ muûi a ûeny se ûenÌ Ëi vd·vajÌ pr˘mÏrnÏ o 13 let pozdÏji, u ovdovÏl˝ch je posun vÏku jeötÏ v˝raznÏjöÌ. PraûötÌ obËanÈ se berou p¯ibliûnÏ o 1,5 roku staröÌ bez ohledu na obdobÌ, p¯iËemû je zajÌmavÈ, ûe v anal˝ze pr˘mÏr˘ vyöel pro rok 1991 v˝raznÏjöÌ posun vÏku p¯i sÚatku obyvatel Prahy o 3ñ4 roky. Z modelov˝ch v˝sledk˘ je z¯ejmÈ, ûe ölo o struktur·lnÌ zmÏnu ñ v roce 1991 se soubor praûsk˝ch snoubenc˘ liöil sv˝mi ostatnÌmi charakteristikami (zejmÈna vÏkem a vzdÏl·nÌm) vÌce od mimopraûsk˝ch, neûli je tomu v roce 2004. Svou roli zde jistÏ hr·la migrace v 90. letech. NejzajÌmavÏjöÌ v˝sledek p¯in·öÌ promÏnn· vzdÏl·nÌ ñ snoubenci se z·kladnÌm vzdÏl·nÌm stejnÏ jako vysokoökol·ci se berou o 1ñ2 roky pozdÏji neûli st¯edoökol·ci; jeötÏ v roce 1991 vöak v˝jimeËnost vysokoökolsky vzdÏlan˝ch p¯in·öela aû pÏtilet˝ odklad sÚatku vzhledem ke st¯edoökolsky vzdÏlan˝m. Tento rozdÌl byl bÏhem 90. let Ë·steËnÏ set¯en takÈ tÌm, jak rostlo zastoupenÌ vysokoökolsky vzdÏlan˝ch ûen v populaci, z·roveÚ tÌm klesala v˝jimeËnost jejich dalöÌch, v modelu nezahrnut˝ch charakteristik (zatÌmco v roce 1991 tvo¯ily sÚatky vysokoökolaËek pouh˝ch 5,4 % poËtu vöech sÚatk˘, v roce 2004 to bylo jiû 15,7 % vöech sÚatk˘ a 18,4 % prvnÌch sÚatk˘). Tab. 10 Výsledky modelu věkového rozdílu snoubenců (Parameter estimates of the model of age difference between the spouses) Ženich
Ukazatel baseline věk při sňatku
vzdělání
stav při sňatku
bydliště σ (u) log Likelihood
rozdíl (roky) 16–24 25–29 30–34 35–44 45+ základní střední bez maturity střední s maturitou vysokoškolské svobodný rozvedený ovdovělý Praha jiné
1991 3,6 –2,2 b +1,1 +2,2 +4,2 –0,7 b –0,1 +0,0 b +0,2 +1,3 –0,2 b 4,3 –207 236
Nevěsta 2004 1,4 –2,2 b +1,7 +3,9 +5,5 –0,4 b +0,1 +0,3 b +0,7 +1,6 –0,2 b 5,0 –156 021
1991 2,6 +0,4 b –0,3 –1,5 –0,7 +0,4 b +0,2 +0,2 b +0,0 +0,8 +0,5 b 4,7 –213 824
2004 2,8 +2,0 b –0,7 –0,7 –1,4 +0,5 b –0,0 –0,4 b +0,1 –0,3 +0,3 b 5,5 –160 543
Z vÌcerozmÏrnÈ line·rnÌ regresnÌ anal˝zy vÏkovÈho rozdÌlu mezi snoubenci vypl˝vajÌ tÈû nÏkterÈ zajÌmavÈ z·vÏry. ZatÌmco z hlediska nevÏst p¯etrv·v· vÏkov˝ rozdÌl 2,6ñ2,8 roku (jde o hodnotu osob svobodn˝ch, st¯edoökolsky vzdÏlan˝ch bez maturity, vd·vajÌcÌch se ve vÏku 25ñ29, kterÈ nebydlÌ v Praze), u muû˘ tato hodnota klesla z 3,6 v roce 1991 na 1,4 roku v roce 2004. Naopak stoupl v˝znam vÏku p¯i sÚatku ñ se st·¯Ìm muû˘ vÏkov˝ rozdÌl mezi snoubenci progresivnÏ roste, zatÌmco z hlediska ûen je tomu naopak. Vliv rodinnÈho stavu je v modelu znaËnÏ potlaËen ve srovn·nÌ s v˝sledky, kterÈ n·m poskytla anal˝za pr˘mÏr˘. Zde se dob¯e projevuje vlastnost modelu kontrolovat vz·jemnÈ z·vislosti charakteristik. Ukazuje se, ûe hlavnÌm d˘vodem toho, proË majÌ rozvedenÌ, p¯ÌpadnÏ ovdovÏlÌ muûi vyööÌ vÏkov˝ rozdÌl neû muûi svobodnÌ je fakt, ûe jsou staröÌ; samotn˝ rodinn˝ stav p¯id·v· k rozdÌlu pouze okolo 0,5ñ1,5 roku. U ûen je vliv ned˘leûit˝, pokud tedy dojde 9
Demografie, 2006, roË. 48, Ë. 1
k z˙ûenÌ vÏkovÈho rozdÌlu u rozveden˝ch ûen, jde opÏt pouze o vliv jejich staröÌho vÏku p¯i opakovanÈm sÚatku. TakÈ vliv vzdÏl·nÌ ûenicha na vÏkov˝ rozdÌl mezi partnery je nesignifikantnÌ, kromÏ nejniûöÌ kategorie z·kladnÌho vzdÏl·nÌ. Vliv vzdÏl·nÌ nevÏsty je taktÈû slab˝, jde o pohyby ve vÏkovÈm rozdÌlu v ¯·du do p˘l roku. V˝sledky anal˝zy charakteristik bydlenÌ se mÌrnÏ rozch·zejÌ s p˘vodnÌ p¯edstavou. Ukazuje se, ûe ûenichovo praûskÈ bydliötÏ vÏkov˝ rozdÌl spÌöe sniûuje, u praûsk˝ch nevÏst jde o mÌrnÈ zv˝öenÌ vÏkovÈho rozdÌlu. ZmÏny jsou opÏt malÈ, v ¯·du do p˘l roku. Projevuje se zde oËiötÏnÌ od vlivu individu·lnÌho vÏku p¯i sÚatku a nejvyööÌho ukonËenÈho vzdÏl·nÌ (vÌme, ûe praûötÌ snoubenci se berou staröÌ a majÌ v pr˘mÏru vyööÌ vzdÏl·nÌ, coû jsou charakteristiky zvyöujÌcÌ vÏkov˝ rozdÌl mezi snoubenci). PoslednÌ model umoûÚuje odhadnout zmÏny Tab. 11 Výsledky modelování věkového rozdílu snoubenců v závislosti na ve sÚatkovÈm chov·nÌ u mladöÌch generacÌ. Jsou ročníku narození (Parameter estimates of the model of age diffezde uv·dÏny pouze hlavnÌ v˝sledky modelu, rence between the spouses as related to the birth cohort) model d·le kontroluje vliv vzdÏl·nÌ, rodinnÈho Ukazatel Ženich Nevěsta stavu i bydliötÏ. Do modelu jsou zahrnuty vöech3,4 3,0 baseline rozdíl (roky) ny sÚatky v obdobÌ 1991ñ2004, zvl·öù za muûe +0,19 –0,08 věk při sňatku b–25 a zvl·öù za ûeny. VÏk byl tentokr·t bran˝ jako b b generace –1965 spojit· veliËina, hodnota z·kladnÌ distribuce platÌ –0,7 –0,4 1966–71 pro vÏk p¯i sÚatku 25 u obou pohlavÌ. Hodnoty –2,0 –0,3 1972–77 pro vÏk v tabulce 11 znamenajÌ, ûe vÏkov˝ roz–3,2 +0,7 1978+ dÌl roste se st·¯Ìm ûenicha tempem 19 % za jePozn.: Model dále kontroluje vliv charakteristik rodinného den rok, u nevÏst rozdÌl naopak kles· o 8 % za stavu, vzdělání a bydliště. kaûd˝ rok vÏku (srovnatelnÈ s v˝sledky line·rnÌ regrese v grafu 1). Efekt generace je signifikantnÌ u obou pohlavÌ, u ûen jde vöak o nÌzkÈ hodnoty menöÌ neû jeden rok. Zato u muû˘ se zd·, ûe mladöÌ generace se chovajÌ v˝raznÏ jinak neû generace narozen˝ch do roku 1965. BabyboomovÈ generace 70. let vykazujÌ o 2 roky menöÌ vÏkov˝ rozdÌl neû z·kladnÌ skupina; u muû˘ narozen˝ch po roce 1978 dokonce vych·zÌ, ûe si nejpravdÏpodobnÏji berou jiû vrstevnice. Samoz¯ejmÏ je ot·zkou, do jakÈ mÌry model stihnul vyrovnat efekt mladöÌho vÏku p¯i sÚatku u mladöÌch generacÌ (kterÈ se jeötÏ ani Ñnestihliì br·t takÈ ve staröÌm vÏku). Jako trend lze ovöem konstatovat, ûe vÏkov˝ rozdÌl se u mladöÌch generacÌ sniûuje. Roli zde m˘ûe hr·t zmiÚovan· nerovnov·ha na sÚatkovÈm trhu bÏhem vstupu populaËnÏ siln˝ch roËnÌk˘ do vÏku nejvyööÌ intenzity sÚateËnosti. Z·vÏr Na z·kladÏ proveden˝ch anal˝z lze konstatovat, ûe vÏkov˝ rozdÌl snoubenc˘ se v »eskÈ republice od poË·tku 90. let nemÏnÌ. ZatÌmco v pr˘mÏrnÈm vÏku p¯i sÚatku doölo k†v˝raznÈmu r˘stu p¯ibliûnÏ o pÏt let u obou pohlavÌ, vz·jemn˝ vÏkov˝ rozdÌl ËinÌ 2,5 roku u svobodn˝ch snoubenc˘ a t¯i roky bez ohledu na po¯adÌ sÚatku. VÏk p¯i sÚatku p¯irozenÏ roste s rodinn˝m stavem snoubenc˘, resp. s po¯adÌm uzavÌranÈho manûelstvÌ, vÏkov˝ rozdÌl roste zejmÈna s vÏkem p¯i sÚatku/rodinn˝m stavem/po¯adÌm sÚatku ûenicha, zatÌmco s podobn˝mi charakteristikami nevÏst vÏkov˝ rozdÌl pouze mÌrnÏ kles·9). Ukazuje se, ûe hlavnÌm d˘vodem toho, proË majÌ rozvedenÌ a ovdovÏlÌ muûi vyööÌ vÏkov˝ rozdÌl od snoubenek neû svobodnÌ muûi, je fakt, ûe jsou staröÌ, a ûe si jako takovÌ berou ËastÏji podstatnÏ mladöÌ ûeny. Co se t˝Ëe vlivu nejvyööÌho ukonËenÈho vzdÏl·nÌ, nejstaröÌmi snoubenci byli v roce 2004 lidÈ se z·kladnÌm vzdÏl·nÌm, i kdyû jeötÏ v roce 1991 jimi byli vysokoökolsky vzdÏlanÌ; s r˘stem podÌlu vysokoökol·k˘ v populaci tady doch·zÌ ke srovn·v·nÌ rozdÌl˘ demografickÈho 9)
K podobn˝m z·vÏr˘m dospÏl jiû JureËek (1967) p¯i anal˝ze vÏkov˝ch rozdÌl˘ manûel˘ z dat SËÌt·nÌ 1961.
10
Kryötof Zeman: VÏk p¯i sÚatku a rozdÌl mezi vÏkem ûenicha a vÏkem nevÏsty v »eskÈ republice v letech 1991ñ2004
chov·nÌ oproti vÏtöinovÈ populaci, projevuje se i vÏtöÌ podÌl opakovan˝ch manûelstvÌ mezi snoubenci s nejniûöÌm vzdÏl·nÌm. S r˘stem vzdÏl·nÌ populace v pr˘bÏhu Ëasu fakticky ub˝v· sÚatk˘ osob se z·kladnÌm vzdÏl·nÌm. VyööÌ hodnoty vÏkovÈho rozdÌlu mezi vysokoökol·ky nebyly potvrzeny regresnÌ anal˝zou, jde tedy opÏt o zprost¯edkovan˝ vliv vyööÌho vÏku vysokoökol·k˘ p¯i vstupu do manûelstvÌ. V roce 1991 byl pr˘mÏrn˝ vÏk p¯i sÚatku obËan˘ Prahy o 3ñ4 roky vyööÌ neû u ostatnÌho obyvatelstva. V dalöÌch letech vöak rostl vÏk mimopraûsk˝ch rychleji a pro rok 2004 Ëinila odchylka jiû jen necelÈ 2 roky. Jde zde o zmÏnu struktury a charakteristik praûskÈho obyvatelstva, svou roli zde hraje jistÏ takÈ migrace. Po oËiötÏnÌ od vlivu vyööÌho vÏku p¯i sÚatku a vyööÌho vzdÏl·nÌ praûsk˝ch obyvatel za pouûitÌ regresnÌ anal˝zy se ukazuje, ûe praûskÈ bydliötÏ ûenich˘ vÏkov˝ rozdÌl spÌöe sniûuje, i kdyû pouze nepatrnÏ. Z·vÏrem byl identifikov·n trend sniûov·nÌ rozdÌlu mezi vÏkem ûenicha a vÏkem nevÏsty u mladöÌch generacÌ muû˘. ZÌskanÈ poznatky jsou d˘leûitÈ pro hluböÌ porozumÏnÌ procesu sÚateËnosti a jeho zmÏn·m od poË·tku 90. let v »eskÈ republice. Na z·vÏry mohou navazovat dalöÌ anal˝zy, jako tomu bylo v p¯ÌpadÏ zkoum·nÌ vlivu vÏku manûel˘ v dobÏ sÚatku na plodnost manûelstvÌ (JureËek, 1967) nebo vlivu vÏkovÈho rozdÌlu mezi snoubenci na pravdÏpodobnost rozpadu manûelstvÌ (Zeman, 2003). Jako nejd˘leûitÏjöÌ charakteristika pro rozdÌl mezi vÏkem ûenicha a vÏkem nevÏsty se ukazuje vÏk p¯i sÚatku, a to zejmÈna ûenich˘v. Literatura »S⁄. 2005. HistorickÈ ˙daje. Obyvatelstvo (internetov· prezentace). http: //www.czso.cz/csu/redakce.nsf/i/obyvatelstvo_hu Fialov·, L. 2002. Ke zmÏn·m ve sÚatkovÈm chov·nÌ v 90. letech. Zpravodaj »DS 27, s. 1ñ3. FS⁄. 1989. Tabulky sÚateËnosti svobodn˝ch »SSR, »SR a SSR za roky 1961ñ1988. »eskoslovensk· statistika. JureËek, Z. 1967. Skladba manûelstvÌ podle vÏku manûel˘ v dobÏ sÚatku a jejÌ vliv na plodnost manûelstvÌ. Demografie, roË. 9, Ë. 2, s. 97ñ107. Kretschmerov·, T. 2004. V˝voj obyvatelstva »eskÈ republiky v roce 2003. Demografie, roË. 46, Ë. 3, s. 153ñ165. KuËera, M. 1994. Populace »eskÈ republiky 1918ñ1991. Acta Demographica XII, Praha: »DS, S⁄ AV»R. Rychta¯Ìkov·, J. 1995. SÚateËnost svobodn˝ch v »eskÈ republice d¯Ìve a dnes. Demografie, roË. 37, Ë. 3, s. 157ñ171. R˘ûiËka, L. ñ KuËerov·, M. 1967. SÚateËnost svobodn˝ch v »eskoslovensku. Demografie, roË. 9, Ë. 3, s. 205ñ215. Srb, V. ñ Fesenko, P. 1975. »eskoslovenskÈ tabulky sÚateËnosti a rozvodovosti 1970/1971. Demografie, roË. 17, Ë. 1, s. 4ñ13. Zeman, K. 2003. Divorce and marital dissolution in the Czech Republic and in Austria ñ The role of premarital cohabitation. DisertaËnÌ pr·ce, Praha: Katedra demografie a geodemografie, P¯F UK.
KRYäTOF ZEMAN (*1974) dokonËil doktorandskÈ studium na Kated¯e demografie a geodemografie P¯ÌrodovÏdeckÈ fakulty UK v roce 2004. V souËasnÈ dobÏ pracuje v OddÏlenÌ demografickÈ statistiky »S⁄. http: //www.natur.cuni.cz/~zeman2 Summary The article analyses the age at marriage and the difference between the age of groom and age of bride using the individual data on marriages in 1991ñ2004 in the Czech Republic. Since 1991, the mean age at marriage increased by 5.2 years from 27.5 to 32.7 for men and from 24.5 to 29.7 for women. However, the mean age difference between the spouses remained constant on level 3 years (2.5 years for first marriages). Examining these indicators in relation to the marital status, order of marriage, completed level of education and residence, we found a natural strong link between age at marriage and family status (or order of marriage). Citizens of Prague marry about 2 years later than citizens of other parts of the Czech Republic. More important was the analysis of the difference between the age of groom and the age of bride. The age gap strongly increases with age at marriage/marital status/order of marriage of males, while the relation from the view of females is negative and much less pronounced. The link with education was found poor and triggered by the higher frequency of divorced among basic-educated spouses and by higher age at marriage among university graduates. However, the gap is lesser in unions where woman is better educated than man. The role of residence was not found important. Using multiple linear regression models, as the single most important determinant of the age difference between the spouses was found the age of groom at marriage. In the last model, the decreasing age difference between the spouses was detected among younger generations of males.
11