Sekcja Analiz Demograficznych Komitet Nauk Demograficznych PAN Al. Niepodległości 164
02-554 Warszawa tel/fax: 646-61-38
e-mail: ewaf@sgh.waw.pl
12/2005
ISSN 1642 - 0101
REFERATY CZĘŚĆ II.
Zeszyt nr 12. Sekcji Analiz Demograficznych.
RECENZENCI
Przedmowa
Sekcja Analiz Demograficznych KND PAN została powołana na posiedzeniu Prezydium Komitetu Nauk Demograficznych Polskiej Akademii Nauk w dniu 23 września 1999 roku. Jest trzecią obok Sekcji Demografii Medycznej i Sekcji Demografii Historycznej sekcją naukową działającą w ramach Komitetu Nauk Demograficznych Wydziału I. Nauk Społecznych - Polskiej Akademii Nauk.
Sekcję Analiz Demograficznych SAD prowadzą: dr hab. Ewa Frątczak, Prof. SGH (przewodnicząca sekcji) i dr hab. Jolanta Kurkiewicz, Prof. AE w Krakowie
(z-ca przewodniczącej sekcji).
Głównym zadaniem Sekcji Analiz Demograficznych jest organizowanie spotkań merytorycznych poświęconych szeroko rozumianym metodom analiz demograficznych, włączając najnowsze metody i techniki zarówno organizacji badań jak i metod analiz opisujących zjawiska i procesy demograficzne ich uwarunkowania i konsekwencje.
Podstawą każdej prezentowanej metody w ramach spotkań SAD jest dokładny i gruntowny opis teoretyczny metody (metod) oparty na możliwie wszechstronnej i najnowszej literaturze wraz z prezentacją zastosowania teorii na danych empirycznych. Prezentacja nowych metod wymagać będzie od referentów zapoznania się ze stosowną literaturą i niemałego nakładu pracy. Dość często upowszechnienie nowej metody i jej zastosowanie wymagać będzie nakładu pracy związanego z zapoznaniem się ze stosownym programem lub pakietem komputerowym umożliwiającym dość sprawną aplikację modelu lub metody.
Zatem działania mające na celu informację o programach komputerowych i organizowanie w przyszłości warsztatów szkoleniowych to jedno z kolejnych zadań SAD.
Organizatorom Sekcji i osobom prowadzącym SAD zależy na integracji środowiska demograficznego, w tym głownie młodych adeptów nauki wokół zagadnień szeroko rozumianych analiz demograficznych. Zebrania Sekcji Analiz Demograficznych mogą być również poświęcone prezentacji nowych twórczych metod analiz lub zastosowań metod (modeli) będących wynikami prac doktorskich lub habilitacyjnych ukończonych lub znajdujących się w fazie przygotowywania, na odpowiednim etapie.
Podjęto na pierwszym inauguracyjnym zebraniu Sekcji Analiz Demograficznych, które odbyło się 18 stycznia 2000 roku dwie inicjatywy:
- pierwsza, polegająca na tym, że materiały prezentowane na kolejnych posiedzeniach SAD będą miały formę "Zeszytów Naukowych Sekcji Analiz Demograficznych KND PAN". Każdy zeszyt poświęcony będzie wspólnej tematyce. Zostały podjęte starania o uzyskanie formalnej zgody na wydawanie zeszytów, które będą miały formę tzw.
"working paper";
- druga, polegająca na organizowaniu raz na rok lub co dwa lata "Warsztatów z Analizy Demograficznej" jako przedsięwzięcia wspólnego Sekcji Analiz Demograficznych KND PAN i Instytutu Statystyki i Demografii SGH. Stosowna dokumentacja dotycząca
"Warsztatów z Analizy Demograficznej", w tym dokumentacja kosztorysowa została zaakceptowana przez Panią Prof. dr hab. J.Jóźwiak Dyrektora Instytutu Statystyki i Demografii i Przewodniczącą Komitetu Nauk Demograficznych PAN.
Warsztaty z analizy demograficznej pomyślane są jako seminaria szkoleniowe dla młodych pracowników nauki będących na stażu lub pracujących na wyższych uczelniach i uniwersytetach w kraju zainteresowanych metodami analiz demograficznych oraz noszących się z zamiarem przygotowania rozprawy doktorskiej lub habilitacyjnej w obszarze demografii, szerzej nauk społecznych.
Niniejszy, dwunasty już numer Zeszytów Naukowych Sekcji Analiz Demograficznych, jest numerem zawierającym część drugą referatów, wygłoszonych na Seminarium „Procesy demograficzne w starzejących się społeczeństwach” Dobczyce 22- 24 września 2004:
1. Marta Ślączka: Modele dochodów i wydatków gospodarstw domowych emerytów w latach 1999-2002
2. Aleksander Suseł: Comparative analysis of live births and fertility trends in the populations of the United States and Poland
3. Małgorzata Szczyt: Przestrzenne zróżnicowanie natężenia i przyczyn zgonów niemowląt w Polsce w latach 1998 – 2002
4. Tomasz Szubert: Stan i struktura osób niepełnosprawnych w świetle Narodowego Spisu Powszechnego Ludności 2002
Zeszyty SAD przygotowywane są we własnym zakresie, za teksty odpowiedzialni są Autorzy. Prace techniczne związane z końcową obróbką tekstu zostały wykonane przez dr Anetę Ptak-Chmielewską.
Z nadzieją na upowszechnianie informacji o działalności Sekcji Analiz Demograficznych KND PAN oraz o formie dokumentacji spotkań w postaci serii Zeszytów Naukowych Sekcji.
Przewodnicząca SAD
/ dr hab. Ewa Frątczak, Prof. SGH /
Z-ca Przewodniczącej SAD / dr hab. Jolanta Kurkiewicz, Prof. AE w Krakowie/
SPIS TREŚCI
Marta Ślączka
Modele dochodów i wydatków gospodarstw domowych emerytów w latach 1999-2002 ... 5
Wprowadzenie... 5
1. Analiza dochodu rozporządzalnego oraz wydatków ogółem w gospodarstwach domowych emerytów ... 7
2. Modele ekonometryczne dochodów... 10
3. Modele ekonometryczne wydatków... 13
Podsumowanie ... 18
Literatura ... 19
Aleksander Suseł Comparative analysis of live births and fertility trends in the populations of the United States and Poland ... 21
Introduction ... 21
1. Live birth characteristics in the populations of the United States and Poland ... 23
2. Fertility tendencies in the populations of the United States and Poland ... 25
Conclusions ... 35
Literature ... 37
Małgorzata Szczyt Przestrzenne zróżnicowanie natężenia i przyczyn zgonów niemowląt w Polsce w latach 1998 – 2002 ... 39
Wprowadzenie... 39
1. Poziom i dynamika zmian współczynnika zgonów niemowląt ... 40
2. Umieralność niemowląt według miejsca zamieszkania ... 43
3. Umieralność niemowląt według płci... 44
4. Umieralność niemowląt według wieku ... 46
5. Umieralność niemowląt według przyczyn ... 49
Podsumowanie ... 53
Tomasz Szubert Stan i struktura osób niepełnosprawnych w świetle Narodowego Spisu Powszechnego Ludności 2002 ... 55
Wprowadzenie... 55
1. Pojęcie i klasyfikacja osób niepełnosprawnych ... 55
2. Wielkość i struktura populacji niepełnosprawnych według cech demograficznych... 58
3. Wielkość i struktura populacji niepełnosprawnych według cech społecznych... 67
4. Wielkość i struktura osób niepełnosprawnych według cech ekonomicznych ... 69
Zakończenie ... 73
Marta Ślączka
Wyższa Szkoła Zarządzania w Rzeszowie
Modele dochodów i wydatków gospodarstw domowych emerytów w latach 1999-2002
Wprowadzenie
Przemiany społeczno – gospodarcze, jakie dokonały się w Polsce po roku 1989 spowodowały zmiany zachowań, które znalazły swoje odzwierciedlenie w skali zarówno makro jak i mikroekonomicznej. Przemiany na poziomie gospodarstw domowych objęły miedzy innymi zachowania demograficzne, społeczne i ekonomiczne. Zachowania demograficzne oznaczają z jednej strony kształtowanie się nowego modelu rodziny, który obejmuje zarówno jej wielkość, fazy tworzenia, typy związków a w rezultacie kształtowanie struktury. Wobec obniżania się poziomu płodności oraz wzrostu długości życia, gospodarstwa domowe zostały dotknięte procesem starzenia się. Spowodowało to zmianę relacji między generacjami i konieczność wzajemnego wsparcia [por. np.:
(A.Palloni1, J. de Jong Girveld, H. de Valk, M. Blommeststeijn2)].
Ekonomiczna sfera przemian dotyczy miedzy innymi przeobrażeń w strukturze dochodów i wydatków gospodarstw domowych [por. np.: (I. Kromer3. B. Podolec4, A. Fajczak – Kowalska5, A. Fajczak6, J. Więcek,)].
Celem niniejszej pracy jest ukazanie przemian, jakie dotknęły gospodarstwa domowe emerytów. Analizie poddano przemiany zachodzące w okresie 1999-2002, a więc po wprowadzeniu czterech istotnych reform : służby zdrowia, oświaty, administracji
1 A.Palloni,2001:Living Arrangemenst of Older Person. ”Living Arrangemenst of Older Population Bulletin of the United Nations”, UN, New York
2 J. de Jong Girveld, de Valk H., Blommensteijn M.De (2001), Livin Arrangemnts of Older and Famili Suport in More Developed Contires (w:), Livin Arrangemnts of Older Persons, Population Bulletin of the United Nations, UN,New York
3 Kramer I., Konsumpcja w gospodarce rynkowej, PWE, Warszawa 1997.
4 Podolec B., Analiza kształtowania się dochodów i wydatków ludności w okresie transformacji gospodarczej w Polsce, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa – Kraków 2000.
5A. Fajczak – Kowalska, „Przemiany w konsumpcji w polskich gospodarstwach domowych w okresie transformacji”.
i ubezpieczeń. Analiza została przeprowadzona na podstawie danych zawartych w „Budżetach gospodarstw domowych za lata 1999 – 2002”. (GUS, Warszawa 1999 – 2002).
Ogół gospodarstw domowych podzielony jest tu na cztery grupy społeczno-ekonomiczne, przy czym kryterium grupowania stanowi źródło podstawowych dochodów. Są to:
gospodarstwa pracownicze, pracowniczo-chłopskie, chłopskie oraz emerytów i rencistów.
Gospodarstwa pracownicze to takie, które utrzymują się głownie z pracy w jednostkach państwowych, w spółdzielniach, w organizacjach społecznych i politycznych oraz w związkach zawodowych. Podział tej grupy związany jest z charakterem zatrudnienia głowy gospodarstwa domowego: na stanowisku robotniczym oraz nierobotniczym.
Odrębną grupę tworzą gospodarstwa emerytów i rencistów. W gospodarstwach tych mogą znajdować się osoby pracujące w jednostkach państwowych, w spółdzielniach, w organizacjach społecznych i politycznych oraz związkach zawodowych lub jednostkach prywatnych, albo w użytkowanym przez siebie gospodarstwie rolnym pod warunkiem, że dochód uzyskany z rent i emerytur jest wyższy od pozostałych. Grupa ta obejmuje również gospodarstwa domowe, których jedynym źródłem utrzymania jest inna forma świadczeń społecznych niż emerytura i renta ( np. alimenty, stypendium).
Weryfikacji poddano następujące hipotezy:
W okresie 1999 – 2002 nastąpił istotny wzrost dochodów rozporządzalnych emerytów.
Dochody rozporządzalne emerytów istotnie różnią się od dochodów rozporządzalnych gospodarstw domowych robotników i nierobotników.
Ogólne wydatki gospodarstw domowych emerytów istotnie różnią się od wydatków ogółem w pozostałych rozpatrywanych grupach gospodarstw domowych.
Wydatki na podstawowe dobra w grupie emerytów różnią się istotnie od wydatków w gospodarstw domowych rodzin robotniczych i nierobotniczych.
Dla zweryfikowania sformułowanych przypuszczeń skonstruowano odpowiednie modele ekonometryczne.
6 J.Więcek., A. Fajczak, Zmiany dochodu i czynniki demograficzne w gospodarstwach domowych, Wiadomości Statystyczne, nr 8, 1999, s. 8 – 19.
1. Analiza dochodu rozporządzalnego oraz wydatków ogółem w gospodarstwach domowych emerytów
Dochód, jakim dysponuje gospodarstwo domowe jest podstawowym czynnikiem determinującym poziom życia gospodarstwa domowego. Analiza kształtowania się wysokości i struktury budżetów gospodarstw domowych może stanowić samoistny problem badawczy. Przy rozważaniach budżetów gospodarstw domowych dochód występuje jako podstawowa zmienna objaśniająca poziom i strukturę wydatków.
W przeprowadzonych badaniach wzięto pod uwagę dochód rozporządzalny zdefiniowany jako ten, który „… obejmuje pieniężne i niepieniężne (m.in. wartość artykułów otrzymanych nieodpłatnie oraz spożycia naturalnego) bieżące dochody gospodarstwa domowego pomniejszone o podatki od dochodów, spadków i darowizn oraz nieruchomości. Przeznaczony jest na wydatki na cele konsumpcyjne, pozostałe wydatki oraz przyrost oszczędności” 7.
Na wykresie 1 przedstawiono kształtowanie się dochodu rozporządzalnego oraz ogólnych wydatków w gospodarstwach domowych emerytów w latach 1999-2002.
Wykres 1. Dochód rozporządzalny i wydatki ogółem gospodarstw domowych emerytów w Polsce w latach 1999 - 2002
600 650 700 750 800 850
1999 2000 2001 2002
Dochód rozporządzalnyLata Wydatki ogółem Źródło: Opracowanie własne
W rozważanym okresie wzrastały zarówno dochody jak i wydatki gospodarstw domowych emerytów. W 2000 roku wydatki przewyższały rozporządzalny dochód. Gospodarstwa sięgały do oszczędności nagromadzonych we wcześniejszych okresach. W dwóch końcowych latach obserwacji dochód rozporządzalny przewyższał wydatki.
W latach 1999 – 2002 następował przyrost dochodu rozporządzalnego średnio o 6,06%.
Towarzyszyło temu wolniejsze tempo wzrostu wydatków, które w badanym okresie wyniosło 4,77%.
Tempo zmian zarówno dochodów, jaki i wydatków było zróżnicowane w zależności od liczby osób w gospodarstwie domowym. Średnioroczne tempo zmian wspomnianych wielkości w okresie 1999 – 2002 przedstawiono na wykresie 2.
Wykres 2. Średnie tempo zmian dochodu rozporządzalnego i wydatków według liczby osób w gospodarstwach domowych emerytów w Polsce w latach 1999 - 2002
0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
1 -osob 2 - osob 3 - osob 4 - osob 5 - osob 6 i w osob Liczba osób w gospodarstwie domowym
Tempo [%]
Wyd.og Dochód rozp
Źródło: Opracowanie własne
Największy średni wzrost dochodu rozporządzalnego i wydatków ogółem wystąpił w gospodarstwach jednoosobowych. Zdecydowanie najniższy przyrost obydwu wielkości wystąpił w gospodarstwach pięcioosobowych.
Zmianom dochodów emerytów towarzyszyły zmiany wydatków na podstawowe dobra.
Zaliczyć do nich należy: żywność, odzież i obuwie, użytkowanie mieszkania, wyposażenie mieszkania oraz związane z ochroną zdrowia.
7
Średnioroczne tempo zmian tych wielkości w badanym okresie przedstawiono na wykr. 3.
Wykres 3. Średnioroczne tempo zmian przeciętnych miesięcznych wydatków na wybrane cele w gospodarstwach emerytów w Polsce w latach 1999 – 2002
-4,00 -2,00 0,00 2,00 4,00 6,00 8,00 10,00
Żywność Odzież&Obuwie Użytk.mieszk. Wyp.mieszk. Zdrowie Zmiana [%]
Źródło: Opracowanie własne
W okresie 1999 – 2002 najbardziej wzrosły wydatki na zdrowie, użytkowanie mieszkania oraz żywność. Natomiast wydatki na odzież i obuwie oraz wyposażenie mieszkania w rozpatrywanym okresie uległy nieznacznemu zmniejszeniu.
Interesującym wydaje się również przeanalizowanie średniorocznego tempa zmian w wydatkach na wybrane dobra w gospodarstwach domowych emerytów. Zostało ono przedstawiona na wykresie 4.
Wykres 4. Średnioroczne tempo zmian przeciętnych miesięcznych wydatków na wybrane wielkości w gospodarstwach emerytów w latach 1999 - 2002 w zależności od ilości osób w gospodarstwie domowym
-15 -10 -5 0 5 10 15 20
1 -osob 2 - osob 3 - osob 4 - osob 5 - osob 6 i w osob
Liczba osób w gospodarstwie domowym
Tempo zmian [%]
Żywność Odzież&Obuwie Użytk.mieszk. Wyp.mieszk. Zdrowie
Źródło: Opracowanie własne
W rodzinach jedno - i oraz dwuosobowych nastąpił wzrost wydatków na wszystkie wzięte pod uwagę cele. W rodzinach złożonych z trzech i więcej osób nastąpił spadek wydatków na odzież i obuwie, któremu towarzyszył wzrost pozostałych wziętych pod uwagę wydatków. Ponadto w rodzinach liczących 4 i więcej osób nastąpił spadek wydatków na wyposażenie mieszkania.
2. Modele ekonometryczne dochodów
Dla zweryfikowania hipotezy o istotnym zróżnicowaniu dochodów gospodarstw domowych emerytów oraz gospodarstw domowych rodzin robotniczych i nierobotniczych zaproponowano następujące modele8:
liniowy:
tE E t
t T PLOG
PMDR =α0 +α1 +α2 +ε (1)
8 Parametry wspomnianych modeli oszacowano klasyczną metodą najmniejszych kwadratów z wykorzystaniem pakietu STATISTICA PL.
potęgowo – wykładniczy:
tS s
s s E
t
tS T PLOG Z
PMDR =α + α +α +
∑
β +ε= 2
1 2
1
0 ln
ln (2)
gdzie
( )t −
PMDRE przeciętny miesięczny dochód rozporządzalny emerytów w roku t
( )t −
PLOGE przeciętna liczba osób w gospodarstwie domowym emerytów w roku t
t −
T zmienna czasowa;
=
2002 roku
dla 4
2001 roku
dla 3
2000 roku
dla 2
1999 roku
dla 1 Tt
s −
Z zmienne binarne
=
h przypadkac pozostaych
w 0
ch robotniczy w
pracownikó w
gospodarst dla
1 Z1
= 0 wpozostaychprzypadkach
czych nierobotni w
pracownikó w
gospodarst dla
1 Z2
( )−
εrst zmienna losowa
( ) α( ) α( ) α( ) β −
α r
t r t
r t r t
r, 1 , 2 , 3 ,
0 parametry strukturalne
Dla modelu liniowego dochodu rozporządzalnego w grupie emeryci otrzymano następujące rezultaty:
Tabela 1. Model ekonometryczny dochodu rozporządzalnego w gospodarstwach emerytów w Polsce w latach 1999 - 2002
Ocena Błąd szacunku t(21) Poziom p
Wyraz wolny 935,703 24,262 38,566 0,000
Liczba osób -117,366 4,448 -26,389 0,000
Zmienna czasowa
44,069 6,795 6,486 0,000
Odchylenie standardowe składnika resztowego: 37,217
Współczynnik determinacji: 0,972
Skorygowany współczynnik determinacji: 0,963 Źródło: opracowanie własne
Analiza wyników estymacji modelu wskazuje, iż w badanym okresie nastąpił średni wzrost dochodu rozporządzalnego emerytów o 44,07 zł. Jednocześnie należy odnotować, iż wzrost wielkości gospodarstwa domowego o jedną osobę powodował spadek dochodu rozporządzalnego średnio o 117,39 zł.
W celu porównania dochodu rozporządzalnego emerytów z dochodem pracowników zatrudnionych na stanowiskach robotniczych oraz na nierobotniczych oszacowano model potęgowo-logarytmiczny. Dla uniknięcia współliniowości opuszczono zmienną zerojedynkową dla emerytów.
Tabela 2. Model ekonometryczny: porównanie dochodu rozporządzalnego emerytów z wybranymi grupami społeczno – ekonomicznymi
Ocena Błąd szacunku t(67) Poziom p
Wyraz wolny 6,961 0,035 198,425 0,000
ln(L. os. ) -0,597 0,020 -30,234 0,000
ln(Rok) 0,115 0,023 5,017 0,000
Robotnik -0,470 0,029 -1,607 0,113
Nie robotnik 0,413 0,029 14,112 0,000
Odchylenie standardowe składnika resztowego: 0,101
Współczynnik determinacji: 0,949
Skorygowany współczynnik determinacji: 0,935 Źródło: opracowanie własne
Analiza otrzymanego modelu pozwala stwierdzić, iż dochód rozporządzalny rodzin pracowników zatrudnionych na stanowiskach robotniczych nie różnił się od dochodu emerytów, o czym świadczy nieistotna statystycznie ocena parametru przy zmiennej robotnik. Natomiast dochody gospodarstw domowych rodzin nierobotniczych były o 51,1% wyższe od dochodów emerytów.
3. Modele ekonometryczne wydatków
Do analizy wydatków emerytów przyjęto następujące modele wydatków:
dla każdego roku
dla wydatków ogółem w gospodarstwach należących do grupy „emeryci” w roku t: model liniowy (3) oraz potęgowy(4)
( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( )t
C t C t
C t C t
C t
C t
C PMDR PLOG
Q() =α0 +α1 +α2 +ε (3)
( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( )t
C t C t
C t C t
C t
C t
C PMDR PLOG
Q =α +α ln +α ln +ε
ln ( ) 0 1 2 (4)
dla wydatków na r – ty agregat dóbr w gospodarstwach należących do grupy „emeryci” w roku t: model liniowy (5)oraz potęgowy (6)
( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( )t
rE t E t
r t E t
r t
r t
rE PMDR PLOG
Q =α0 +α1 +α2 +ε
)
( (5)
( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( )t
rE t E t
r t E t
r t
r t
rE PMDR PLOG
Q =α +α ln +α ln +ε
ln ( ) 0 1 2 (6)
dla okresu 1999 – 2002
dla wydatków ogółem dla okresu 1999 – 2002: model liniowy (7) oraz potęgowy (8)
tC t C tC C
tC C
C
tC PMDR PLOG T
Q =α0 +α1 +α2 +α3 +ε (7)
tC t C tC C
tC C
C
tC PMDR PLOG T
Q =α +α ln +α ln +α ln +ε
ln 0 1 2 3 (8)
Natomiast do porównań wydatków emerytów z wydatkami w rodzinach robotniczych i nierobotniczych zaproponowano następujące modele:
dla wydatków ogółem model liniowy (9) i potęgowo – wykładniczy (10)
Cst s
s Cs t
C st C
st C
C
Cst PMDR PLOG T Z
Q =α +α +α +α +
∑
β +ε= 2
1 2
1 0
(9)
Cst s
s Cs t
C st C
st C
C
Cst PMDR PLOG T Z
Q =α +α +α +α +
∑
β +ε= 2
1 2
1
0 ln ln ln
ln (10)
dla wydatków na r – ty agregat dóbr (model liniowy (11) i potęgowo – wykładniczy (12)
rst s
s rs t
r st r
st r
r
rst PMDR PLOG T Z
Q =α +α +α +α +
∑
β +ε= 2
1 2
1 0
(11)
rst s
s rs t
r st r
st r
r
rst PMDR PLOG T Z
Q =α +α +α +α +
∑
β +ε= 2
1 2
1
0 ln ln ln
ln (12)
gdzie:
( )t −
QC przeciętne miesięczne wydatki ogółem w roku t
( )t −
PMDRC przeciętny miesięczny dochód rozporządzalny ogółem w roku t
( )t −
PLOGC przeciętna liczba osób w gospodarstwie domowym w roku t
( )t −
QE przeciętne miesięczne wydatki emerytów w roku t
( )t −
PMDRE przeciętny miesięczny dochód rozporządzalny emerytów w roku t
( )t −
PLOGE przeciętna liczba osób w gospodarstwie domowym emerytów w roku t
( )t −
Qrs przeciętne miesięczne wydatki w gospodarstwach należących do s – tej grupy społeczno ekonomicznej w roku t
( )t −
PMDRs przeciętny miesięczny dochód rozporządzalny w gospodarstwach należących do s – tej grupy społeczno ekonomicznej w roku t
( )t −
PLOGs przeciętna liczba osób w gospodarstwach należących do s – tej grupy społeczno ekonomicznej w roku t
t −
T zmienna czasowa;
=
2002 roku
dla 4
2001 roku
dla 3
2000 roku
dla 2
1999 roku
dla 1 Tt
s −
Z zmienne binarne
=
h przypadkac pozostaych
w 0
ch robotniczy w
pracownikó w
gospodarst dla
1 Z1
= 0 wpozostaychprzypadkach
czych nierobotni w
pracownikó w
gospodarst dla
1 Z2
( )−
εrst zmienna losowa
( ) α( ) α( ) α( ) β −
α0tr, 1tr, 2tr, 3tr, r parametry strukturalne
Analizie z wykorzystaniem powyższych modeli ekonometrycznych poddano następujące modele wydatków:
modele wydatków ogółem dla emerytów
Dla grupy emerytów oszacowano modele liniowy oraz potęgowy wydatków ogółem.
Analizie poddano model potęgowy, ze względu na lepszą jakość dopasowania do danych empirycznych oraz istotność wszystkich ocen parametrów strukturalnych.
Tabela 3. Model ekonometryczny wydatki ogółem dla emerytów w latach 1999 - 2002
Ocena Błąd szacunku t(20) Poziom p
Wyraz wolny 0,406 0,341 1,191 0,248
ln(Doch.rozp) 0,951 0,050 19,134 0,000
ln(L.os.) -0,871 0,027 -3,209 0,004
ln(Rok) -0,030 0,013 -2,348 0,029
Odchylenie standardowe składnika resztowego: 0,027
Współczynnik determinacji: 0,995
Skorygowany współczynnik determinacji: 0,986 Źródło: opracowanie własne
Analiza otrzymanego modelu wskazuje, iż w badanym okresie wzrostowi dochodu rozporządzalnego o 1% towarzyszył wzrost wydatków o 0,95%. Ponadto wzrostowi liczby osób w rodzinie towarzyszyło zmniejszenie się miesięcznych wydatków na osobę.
modele wydatków ogółem – porównanie wydatków w gospodarstwach domowych emerytów oraz rodzinach robotnikow i nierobotników
Dla porównania wydatków emerytów z pracownikami na stanowiskach robotniczych oraz nierobotniczych zastosowano model potęgowo – logarytmiczny. Podobnie jak przy modelu dochodu rozporządzalnego, aby dokonać porównania dochodów wybranych grup z dochodami emerytów oraz uniknąć współliniowości opuszczono zmienną binarną dla emerytów.
Analiza otrzymanego modelu pozwala stwierdzić, iż wydatki pracowników rodzin na stanowiskach nierobotniczych nie różniły się od wydatków emerytów, o czym świadczy nieistotna statystycznie ocena parametru przy zmiennej nierobotnik. Natomiast wydatki rodzin pracowników robotniczych stanowiły 97,14% wydatków emerytów.
Tabela 4. Model ekonometryczny – porównanie wydatków ogółem
Ocena Błąd szacunku t(66) Poziom p
Wyraz wolny 0,533 0,245 2,172 0,033
ln(Doch.rozp) 0,933 0,035 26,490 0,000
ln(L.os.) -0,097 0,022 -4,443 0,000
ln(Rok) -0,028 0,008 -3,609 0,001
Robotnik -0,029 0,009 -3,394 0,001
Nierobotnik -0,013 0,017 -0,761 0,449
Odchylenie standardowe składnika resztowego: 0,029
Współczynnik determinacji: 0,996
Skorygowany współczynnik determinacji: 0,996 Źródło: opracowanie własne
modele do porównań wybranych wydatków
Dla rozważanych grup porównano wydatki na żywność oraz na zdrowie. Zastosowano model potęgowo – logarytmiczny. Otrzymano następujące wyniki:
żywność
Tabela 5. Model ekonometryczny – porównanie wydatków na żywność
Ocena Błąd szacunku t(66) Poziom p
Wyraz wolny 2,479 0,346 7,172 0,000
ln(Doch.roz) 0,462 0,050 9,316 0,000
ln(L.os.) -0,157 0,031 5,119 0,000
ln(Rok) 0,006 0,011 0,587 0,559
Robotnik -0,091 0,012 -7,553 0,000
Nierobotnik -0,160 0,024 -6,739 0,000
Odchylenie standardowe składnika resztowego: 0,041
Współczynnik determinacji: 0,980
Skorygowany współczynnik determinacji: 0,978 Źródło: opracowanie własne
Na podstawie analizy otrzymanego modelu, możemy stwierdzić, iż wydatki pracowników w rodzinach robotniczych na żywność stanowią 91,39% wydatków emerytów. Natomiast wydatki, jakie na żywność ponoszą pracownicy w rodzinach nierobotniczych stanowią 85,22% wydatków, jakie ponoszą emeryci.
zdrowie
Tabela 6. Model ekonometryczny – porównanie wydatków na zdrowie
Ocena Błąd szacunku t(66) Poziom p
Wyraz wolny -2,561 1,538 -1,665 0,101
ln(Doch.rozp) 0,989 0,221 4,480 0,000
ln(L.os.) -0,175 0,137 -1,280 0,205
ln(Rok) -0,018 0,049 -0,371 0,712
Robotnik -0,766 0,054 -14,212 0,000
Nierobotnik -0,556 0,105 -5,272 0,000
Odchylenie standardowe składnika resztowego: 0,183
Współczynnik determinacji: 0,919
Skorygowany współczynnik determinacji: 0,913 Źródło: opracowanie własne
W przypadku wydatków na zdrowie wydatki robotników stanowią 46,31%
wydatków emerytów, natomiast wydatki nierobotników stanowią 57,12% wydatków emerytów.
odzież i obuwie
Odmienna sytuacja występuje w przypadku wydatków na odzież i obuwie. Tutaj zdecydowanie najwięcej wydają rodziny nierobotnicze. Ich wydatki stanowiły 125,86%
wydatków emerytów. Natomiast wydatki rodzin robotniczych na odzież i obuwie były o 18,52% wyższe od wydatków emerytów.
Tabela 7. Model ekonometryczny – porównanie wydatków na odzież i obuwie
Ocena Błąd szacunku t(66) Poziom p
Wyraz wolny -4,562 0,877 -5,201 0,000
ln(Doch.rozp) 1,209 0,126 9,601 0,000
ln(L.os.) 0,217 0,078 2,790 0,007
ln(Rok) -0,177 0,028 -6,397 0,000
Robotnik 0,174 0,031 5,665 0,000
Nierobotnik 0,231 0,060 3,848 0,000
: Odchylenie standardowe składnika resztowego: 0,104
Współczynnik determinacji: 0,955
Skorygowany współczynnik determinacji: 0,951 Źródło: opracowanie własne
Podsumowanie
Konstrukcja, weryfikacja i analiza przedstawionych powyżej modeli ekonometrycznych pozwoliła na dokonanie weryfikacji sformułowanych na wstępie hipotez badawczych:
Analiza modelu dochodów rozporządzalnych emerytów pozwala stwierdzić, iż w badanym okresie nastąpił istotny wzrost dochodu rozporządzalnego w tej grupie. Wynosi on średniorocznie 44,07 zł.
Dochód emerytów w latach 1999 – 2002 nie różnił się istotnie od dochodu rozporządzalnego rodzin robotników.
Natomiast istotną okazała się różnica pomiędzy dochodem rozporządzalnym w rodzinach emerytów i rodzinach nierobotniczych. Okazał się on o 51,1% wyższy od dochodu gospodarstw emerytów. Analiza odpowiednich modeli ekonometrycznych pozwoliła stwierdzić, iż wydatki ogółem emerytów w badanym okresie nie różnią się istotnie od wydatków w rodzinach nierobotniczych. Natomiast wydatki ogółem rodzin robotniczych różnią się w sposób istotny od wydatków emerytów.
W przypadku wydatków na żywność wydatki emerytów były statystycznie istotnie wyższe od wydatków w rodzinach robotniczych i nierobotniczych.
Analogicznie, (choć z większymi dysproporcjami) charakteryzowały się wydatki na zdrowie.
Natomiast wydatki na odzież i obuwie zarówno w przypadku rodzin robotniczych i nierobotniczych były statystycznie wyższe od wydatków w rodzinach emerytów.
Przeprowadzone analizy pozwalają na stwierdzenie, iż w badanym okresie w gospodarstwach emerytów nastąpił wzrost dochodu rozporządzalnego oraz wydatków ogółem. Wzrosły wydatki na niektóre dobra (zdrowie, użytkowanie mieszkania, żywność).
Niestety towarzyszył temu spadek wydatków na dobra, które nie są dobrami pierwszej potrzeby, m.in. wyposażenie mieszkania czy odzież i obuwie.
Analiza zmian w dochodach rozporządzalnych i wydatkach (ogółem oraz na niektóre dobra) potwierdziła, iż między grupami emerytów oraz rodzin robotniczych i nierobotniczych występują istotne różnice.
Literatura
1. Budżety Gospodarstw Domomowych, GUS, Warszawa, 1999 – 2002.
2. Kramer I., Konsumpcja w gospodarce rynkowej, PWE, Warszawa 1997.
3. Podolec B., Analiza kształtowania się dochodów i wydatków ludności w okresie transformacji gospodarczej w Polsce, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa – Kraków 2000.
4. Więcek. J., Fajczak A., Zmiany dochodu i czynniki demograficzne w gospodarstwach domowych, Wiadomości Statystyczne nr 81999 s. 8 – 19.
5. Więcek J., Fajczak A., Zróżnicowanie dodatków w polskich gospodarstwach domowych w latach 1993 – 1996, Wiadomości Statystyczne nr 91999, s. 12 – 20.
Aleksander Susel
Department of Econometrics, WSB-NLU Nowy Sacz
Comparative analysis of live births and fertility trends in the populations of the United States and Poland
Introduction
One of the primary fields of investigation are vital statistics in demography, which include four areas of interest: births, deaths, marriages and divorces. This study focuses on births only. The analysis of births covers many aspects of research such as fertility and births by a wide variety of characteristics. The analysis of fertility and births is very significant because it influences other areas of vital statistics. Population growth and the structure of society are determined by fluctuations in a number of births and changes in the level of fertility. Moreover, changes in the level of births determine numerous aspects of economic and social environment such as an education or pension scheme.
Researchers such as demographers or sociologists are concerned with changes in the level of fertility of women. The European leading centers dealing with population study are the Max Planck Institute for Demographic Research and the Netherlands Interdisciplinary Demographic Institute. The leading and primary source of information on fertility and births in the United States is the National Center for Health Statistics. The studies published by these Centers are interdisciplinary works. They focus with on trends in fertility and causes of changes of fertility in the European countries.
Kreyenfeld [2004] compares family policies and fertility patterns in the former German Democratic Republic and the German Federal Republic. This paper aims to illuminate how women’s education and employment relates to fertility decisions in societal contexts.
Neyer [2003] examines current family policies in Western Europe against the backdrop of fertility decline in Europe to indicate potential relationships between them and demographic patterns. Engelhardt and Prskawetz [2002] analyze the relationship between the total fertility rate and the female labor force participation rate. They found that male labor participation, male and female unemployment and the share of family allowances for
the first child may be responsible for the country heterogeneity in the magnitude of the negative time-series association between fertility and female employment.
Bühler and Fratczak [2004] use Polish retrospective data to describe social networks as a medium that helps to reduce the costs of having children and build a stock of fertility- related social capital.
Numerous papers deal with a comparative analysis of fertility in the European countries and the United States. Andersson [2002] in his work provides the number of descriptive measures on children’s experience of family disruption and family formation. His study is a comparison between the European countries and the United States. He states that the USA stands out as one extreme case with its very high proportion of children born to alone mother, with a higher probability of children who experience a union disruption of their parents than anywhere else, and with many children having the experience of living in a stepfamily. Italy stands out at the other end of the scale. Practically all children here are born to a married mother and very few of them experience the dissolution of their parents’
union before they turn 15. Wade et al. [1996] considers the effect of abortion legalization on births in the United States. They found that that states legalizing abortion experienced a 5% decline in births relative to other states. The decline among teens, women over 35, and nonwhite women was even greater: 13, 8, and 12 percent respectively.
This paper aims at comparison between the American and Polish population with respect to selected live births characteristics. The article presents trends in fertility, live births and regional differences in the level of fertility. Because of differences in the structure of populations of the United States and Poland, the study presents rates instead of absolute values to avoid faulty reasoning.
This paper is divided into 4 parts. The first part describes methods and data applying in this study. The second section provides live births characteristics such as live births, live births by educational attainment of mother, live births to unmarried women and finally birth rates. The third part focuses on the comparison of fertility trends in the populations of the United States and Poland. A source of comparison is general fertility rates, fertility rates by age of mother, total fertility rates and fertility rates by live-birth order. The last section analyzes regional differentiation of populations as regards to birth rates and general fertility rates. The one-way analysis of variance and the Kruskall-Wallis test9 are applied to
9
verify regional distinctions. In case of the American society selected data is provided with respect to race of mother10.
Data and methods
Presented data were obtained from two main sources. The primary source for the American population data is publications and reports published by the U.S. Department of Health and Human Services, the Center for Disease Control and Prevention, the National Center for Health Statistics. The publications and reports cover the period from 1990 to 2002. This paper contains information from annual reports, „the Vital Statistics of the United States”, Volume I, Natality, the Internet releases of Vital Statistics of the United States, Volume I, Natality and finally, the final reports: the National Vital Statistics Reports, Births.
The primary source for the Polish population data is Statistical and Demographical Yearbooks covered the period between 1990 and 2002.
This paper employes two econometrics tools such as the one-way analysis of variance and the Kruskall-Wallis test to investigate whether differences in a value of rates with regions (in case of the American population regions are nine geographic divisions11, in case of the Polish populations regions are sixteen voivodeships) are significant at the level of 5 percent. The rates are presented with respect to states (the United States) and townships (Poland).
The one-way analysis of variance was applied to birth rates and general fertility rates with regard to the American society for 2002 and birth rates with respect to the Polish population for 200212.
The Kruskall-Wallis test was employed to birth rates and general fertility rates in regard to the American population for 1990.
1. Live birth characteristics in the populations of the United States and Poland
Live births in the societes of the United States and Poland are presented with respect to the following features: live births, birth rates, live births by educational attainment of mother and live births to unmarried women.
10 In 1997 new standards were announced for classification of individuals by race within the Federal Government’s data systems. The standards have five racial groups: American Indian or Alaska Native, Asian, Black or African American, Native Hawaiian or other Pacific Islander, and White. The Federal government considers race and Hispanic origin to be two separate and distinct concepts. Thus Hispanics may be of any race. This study considers a race of mother.
11 The geographic divisions: New England, Middle Atlantic, East North Central, West North Central, South Atlantic, East South Central, West South Central, Mountain and Pacific.
12
The United States
There were in total 4 021 700 live births in the United States in 2002; 78,9 percent of live births occured to white women, 14,7 percent was found to black women and 6,4 percent occured to other races13. In general, the number of live births fluctuated with the lowest value of 3 093 100 white newborns in 1996 and 593 700 black infants in 2002. The number of live births decreased by 3 percent in the case of white women and 13 percent in the event of black mothers between 1990 and 2002.
The birth rate declined and reached the level of 13,9 live births per 1000 total population in 2002 compared to 16,7 in 1990. There were differences in the level of birth rates between black and white race. In the case of white subpopulation, the birth rate dropped by 15 percent, from 15,8 in 1990 to 13,5 in 2002. The value of birth rate for black subpopulation decreased 30 percent, from 22,4 in 1990 to 15,7 in 2002.
In addition, live births by educational attainment of mother is analysed. There were distinct differences in a ratio of birth rates by education of mother with respect to race. 19 percent of white mothers and 7 percent of black mothers held a higher education diploma in 1990.
The proportion of mothers with a higher education increased and reached 27 percent and 13 percent in 2002 respectively. What is more, the percentage of black mothers holding a secondary education dropped from 68 to 66 percent. The proportion of white mothers with a secondary education fell from 53 to 44 percent between 1990 and 2002.
The last characteristic is live births by a marital status of mother.
The percentage of unmarried births occured to white women increased in all age groups.
The increase was meaningful for women aged 20-24 (60 percent) and 25-29 (65 percent) from 1990 and 2002. The proportion of live births founded to unmarried black women increased slightly in age groups under 20, 20-24 and 25-29 years.
Poland
The number of live births decreased gradually between 1990 and 2002 in Poland. There were 353 800 live births in 2002, 35 percent less compared to 1990. In 2002, for the first time, the growth rate was below zero (-0,15 per 1000 total population) in the postwar period. Moreover, the number of live births reached another low record.
The birth rate fell to the level of 9,3 live births per 1000 total population in 2002 from 14,4 in 1990. The rate declined by 35 percent in the analysed period of time.
The decrease of live births is caused by changes in the fields of sociology, economy and religion. Moreover, nowadays decisions concerning a motherhood are more complex and connected with new social attitudes, women market labour, careers and new style of live.
The new home economics theory formulated by G.S. Becker can be an answer to above- mentioned changes.
We observed an increase of private higher education intitutions after 1989 in Poland. The new situation on the educational market and easier access to bank loans caused increase the number of mothers with a higher education from 6,3 in 1990 to 17 percent in 2002.
Besides, the percentage of live births occured to women with a secondary education decreased by 8 percent in 1990, to 64,8 percent in 2002.
Finally, the last feature is live births to unmarried women. The available data for 2001 and 200214 indicates that the highest proportion of unmarried births occured to mothers aged 20-24 (41 percent), 25-29 (20 percent) and under 20 (28 percent).
2. Fertility tendencies in the populations of the United States and Poland
Fertility tendencies in the populations of the United States and Poland are presented with respect to the following rates: general fertility rates, fertility rates by age of mother, fertility rates by live-birth order and total fertility rates. The above-mentioned rates are a source of comparison fertility tendencies of those two societies. In order to avoid a misleading interpretation the above-mentioned rates were chosen instead of absolute values.
General fertility rates
The general fertility rate dropped from 70,9 in 1990 to 64,8 live births per 1000 women aged 15-49 in 2002 in the United States. The rate decreased by 24 percent in the case of black mothers and (from 86,8 in 1990 to 65,8 in 2002) and 5 percent in the case of white women (from 68,3 in 1990 to 64,8 in 2002).
The general fertility rate fell by 40 percent, from 58,0 in 1990 to 35,0 live births per 1000 Polish women aged 15-49 in 2002.
A decline of general fertility rate was more marked for the Polish population. It suggests that the fertility transitions move faster in Poland than in the United States. The reason can
13 Other race than white and black.
