Sekcja Analiz Demograficznych Komitet Nauk Demograficznych PAN Al. Niepodległości 164

Sekcja Analiz Demograficznych Komitet Nauk Demograficznych PAN Al. Niepodległości 164

02-554 Warszawa tel/fax: 646-61-38

e-mail: ewaf@sgh.waw.pl

10/2004

ISSN 1642 - 0101

Milena Pietruszek

TERYTORIALNE ZRÓŻNICOWANIE PŁODNOŚCI W POLSCE – OCENA ZJAWISKA

Aneta Ptak-Chmielewska

STUDIA KARIER RÓWNOLEGŁYCH W DEMOGRAFII

Ewa Soja

HIPOTEZA EASTERLINA W ŚWIETLE ZACHOWAŃ PROKREACYJNYCH GENERACJI URODZONYCH W LATACH 1942-1966 W POLSCE

Monika Stanny-Burak

PRZEMIANY DEMOGRAFICZNE NA OBSZARACH WIEJSKICH A GOSPODARKA ROLNA W LATACH DZIEWIĘĆDZIESIĄTYCH (NA PRZYKŁADZIE WOJ.

ZACHODNIOPOMORSKIEGO)

Zeszyt nr 10. Sekcji Analiz Demograficznych.

2

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: prof. dr hab. Ewa Frątczak (kierownik sekcji) i prof. dr hab. Jolanta Kurkiewicz (z-ca kierownika 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.

Niniejszy, dziesiąty numer Zeszytów Sekcji Analiz Demograficznych jest numerem, poświęconym prezentacji podstawowych tez i wyników prac doktorskich z zakresu demografii.

Prace te zostały w ostatnim czasie napisane i po otrzymaniu pozytywnych recenzji pomyślnie

obronione przed Radami Naukowymi z takich ośrodków jak: Szkoła Główna Handlowa w

Warszawie, Uniwersytet Łódzki, Akademia Ekonomiczna w Krakowie czy też Polska Akademia Nauk:

1. Milena Pietruszek: Terytorialne zróżnicowanie płodności w Polsce – ocena zjawiska 2. Aneta Ptak-Chmielewska: Studia karier równoległych w demografii

3. Ewa Soja: Hipoteza Easterlina w świetle zachowań prokreacyjnych generacji urodzonych w latach 1942-1966 w Polsce

4. Monika Stanny-Burak: Przemiany demograficzne na obszarach wiejskich a gospodarka rolna w latach dziewięćdziesiątych (na przykładzie woj.

zachodniopomorskiego).

Zeszyty SAD przygotowywane są we własnym zakresie, za teksty odpowiedzialni są Autorzy. Prace techniczne związane z końcową obróbką tekstu zostały wykonane przez A.

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.

Kierownik SAD Zastępca Kierownika SAD

/ prof. dr hab. Jolanta Kurkiewicz /

4

SPIS TREŚCI

Milena Pietruszek

TERYTORIALNE ZRÓŻNICOWANIE PŁODNOŚCI W POLSCE – OCENA

ZJAWISKA... 5

Różnice przestrzenne w poziomach dzietności teoretycznej w powiatach ... 6

Różnice przestrzenne w poziomie płodności w powiatach ... 8

Zróżnicowanie udziałów urodzeń pozamałżeńskich... 15

Możliwe przyczyny zróżnicowania przestrzennego zachowań prokreacyjnych w Polsce .. 17

Bibliografia: ... 20

Aneta Ptak-Chmielewska STUDIA KARIER RÓWNOLEGŁYCH W DEMOGRAFII ... 23

Cel pracy i podstawowe hipotezy badawcze... 23

Zakres pracy, źródła danych i podstawowe metody badawcze... 25

Podstawowe wyniki przeprowadzonych analiz... 31

Podsumowanie ... 35

Wybrane pozycje literatury ... 37

Ewa Soja HIPOTEZA EASTERLINA W ŚWIETLE ZACHOWAŃ PROKREACYJNYCH GENERACJI URODZONYCH W LATACH 1942 – 1966 W POLSCE ... 41

Istota hipotezy Easterlina ... 41

Cele i teza pracy ... 42

Analiza historii zdarzeń jako metoda badań zachowań prokreacyjnych... 44

Dane źródłowe oraz charakterystyka generacji poddanych badaniu w kontekście koncepcji względnego dochodu... 45

Analiza wpływu zmiennych określających względny dochód na zachowania prokreacyjne badanych generacji ... 47

Wyniki badań ... 54

Podsumowanie ... 56

Literatura: ... 57

Monika Stanny-Burak PRZEMIANY DEMOGRAFICZNE NA OBSZARACH WIEJSKICH A GOSPODARKA ROLNA W LATACH DZIEWIĘĆDZIESIĄTYCH (NA PRZYKŁADZIE WOJ. ZACHODNIOPOMORSKIEGO)... 59

Wstęp... 59

Cel i hipotezy badawcze... 60

Układ pracy ... 63

Rezultaty poznawcze i aplikacyjne rozprawy ... 64

Bibliografia wybrana:... 77

Wybrane materiały źródłowe: ... 78

Milena Pietruszek

Zakład Demografii, Uniwersytet Łódzki

TERYTORIALNE ZRÓŻNICOWANIE PŁODNOŚCI W POLSCE – OCENA ZJAWISKA

Na podstawie obserwacji zmian zachodzących w płodności oraz dzietności kobiet w Polsce w ostatnich dwu dekadach dwudziestego wieku można stwierdzić, że istnieją w tym względzie różnice międzyregionalne [por. Pietruszek 2001]. Wysoka dzietność występuje w pasie wschodnim, podczas gdy relatywnie niska w województwach Polski Zachodniej i Północno-Zachodniej. Stale wyższa jest także przeciętna liczba dzieci rodzonych przez mieszkanki wsi aniżeli miast – na wsi te same poziomy dzietności co w miastach pojawiają się po upływie 10-11 lat. W starszych grupach wieku rozrodczego najwyższe częstości urodzeń występują na terenach o wysokiej dzietności, najniższe zaś na obszarach niskim jej poziomie. Tylko w najmłodszej grupie (15-19 lat) wyższą częstością urodzeń charakteryzują się obszary zachodnie, niższą zaś wschodnie.

Reforma administracyjna z roku 1999 spowodowała, iż w skład nowych, większych od poprzednich, jednostek terytorialnych weszły odmienne, nie tylko pod względem demograficznym, obszary. Np. w województwie mazowieckim znalazły się tereny o niskiej dzietności (stare województwo stołeczne warszawskie) oraz o wysokiej (np. dawne siedleckie), co spowodowało, że analizując dane na poziomie obecnych jednostek administracyjnych moglibyśmy odnieść wrażenie, iż różnice w częstości urodzeń w poszczególnych grupach wieku oraz poziomie dzietności ulegają zmniejszeniu i w skali kraju zjawisko to przyjmuje prawie jednorodną postać. Dysponując danymi na poziomie powiatów możemy stwierdzić, że różnice dzietności pomiędzy poszczególnymi powiatami są duże, szczególnie w rozległych województwach, które objęły swym zasięgiem heterogeniczne pod względem zjawisk demograficznych terytoria. Dodatkowo analizę zmian płodności komplikuje fakt zróżnicowania postaw prokreacyjnych mieszkanek miast i wsi, co z kolei powoduje konieczność uwzględniania poziomu urbanizacji w powiatach.

Aby określić możliwe uwarunkowania kształtujących się wzorców dzietności w poniżej

przeprowadzonej analizie zajmę się oceną zróżnicowania dzietności oraz płodności, a także

urodzeń pozamałżeńskich w Polsce w układzie powiatów w roku 2000 (badanie to zostało

6

przeprowadzone dla ogółu mieszkańców powiatów ziemskich

, dla mieszkańców miast włącznie z powiatami grodzkimi, oraz dla wsi w powiatach ziemskich). Prognoza ludności Polski na lata 1999-2030 [Bolesławski, Rutkowska, 2000] zasadzała się na założeniu, iż różnice w dzietności na wsi i w miastach pomiędzy poszczególnymi województwami będą ulegały zmniejszeniu, a w konsekwencji od 2010-2015 roku nastąpi ujednolicenie zachowań prokreacyjnych w takim przekroju w skali kraju w zakresie liczby rodzonych dzieci oraz wieku wydawania na świat potomstwa. W dalszym toku rozważań spróbuję odpowiedzieć, czy sytuacja taka wydaje się możliwa.

Różnice przestrzenne w poziomach dzietności teoretycznej w powiatach

W skali kraju obserwujemy stałe obniżanie się dzietności. W roku 2002 teoretyczny współczynnik dzietności osiągnął najniższy odnotowany dotychczas w Polsce poziom 1,249.

W 64% powiatów (ale tylko w jednej czwartej ziemskich) wartości teoretycznego współczynnika dzietności z roku 2000 były niższe od odnotowanych w roku 1999. Najniższa wartość omawianego współczynnika w powiatach ziemskich wystąpiła (2000r.) w powiecie opolskim (woj. opolskie) – 0,986, najwyższa odnotowana została dla powiatu limanowskiego - 2,102 (małopolskie). Najwyższa dzietność występowała w powiatach wschodnich, północno-wschodnich oraz w południowych

, zaś najniższa w powiatach województw środkowej, południowo-zachodniej i zachodniej części Polski

(mapa 1).

W poszczególnych województwach rozpiętości pomiędzy powiatami o ekstremalnych wartościach omawianego współczynnika znacznie się różniły. W jednych, jak w lubuskim, czy wielkopolskim, były niewielkie: ok. 0,2-0,4 urodzeń, w innych dochodziły do 0,9 – małopolskie, podlaskie (w miastach województwa mazowieckiego 1,7-1,8). Przedstawione różnice spowodowane są z jednej strony dysproporcjami w wielkości zajmowanych przez poszczególne województwa obszarów, z drugiej strony ich wewnętrznym zróżnicowaniem ekonomicznym i kulturowym oraz dotychczasowym przebiegiem zmian dzietności.

W miastach rozpiętość między powiatem charakteryzującym się najniższą dzietnością, a najwyższą była wyższa niż dla powiatów ogółem – od 0,7 do 2,8. W żadnym powiecie poza siedleckim wartość teoretycznego współczynnika dzietności w miastach nie przekroczyła

1 Ze względu na różnice w zachowaniach prokreacyjnych mieszkanek miast i wsi, przejawiające się m.in. w kształtowaniu się wartości współczynnika dzietności oraz współczynników płodności w poszczególnych grupach wieku, płodność oraz dzietność mieszkanek powiatów grodzkich, a więc miast, zostanie przedstawiona oddzielnie przy analizie poświęconej płodności oraz dzietności w miastach.

2 M.in. limanowskim i nowosądeckim – woj. małopolskie, suwalskim i łomżyńskim - podlaskie, brzozowskim - podkarpackie, we wschodnich powiatach województwa mazowieckiego – makowskim, siedleckim, ostrołęckim.

3 Np. w opolskim - opolski, krapkowicki, kędzierzyńsko-kozielski, strzelecki, śląskim - będziński, raciborski, dolnośląskim - dzierżoniowski, ząbkowicki, a także w części łódzkiego - pabianicki, zgierski.

poziomu zapewniającego w długim okresie prostą zastępowalność pokoleń

. W powiatach grodzkich najniższa dzietność występowała w miastach: Sopot, Sosnowiec, Świnoujście, Jelenia Góra, Łódź, Dąbrowa Górnicza, czy Gliwice, zaś najwyższa w Suwałkach, Nowym Sączu, Białej Podlaskiej oraz w Lesznie. W miastach powiatów ziemskich najwyższa dzietność charakteryzowała głównie powiaty województw: mazowieckiego, wielkopolskiego, pomorskiego, kujawsko-pomorskiego oraz małopolskiego, najniższa przede wszystkim powiaty województw dolnośląskiego, opolskiego oraz śląskiego

.

Mapa 1 Współczynniki dzietności teoretycznej ogółem w układzie powiatów* – rok 2000

współczynniki dzietności powiaty ogółem

poniżej 1,3 (68)

powyżej 1,6 (57)

pozostałe ziemskie (183) grodzkie (niesklasyfikowane) (65)

* - uwzględniono tylko powiaty ziemskie

Źródło: Opracowanie własne na podstawie niepublikowanych danych GUS

Na wsi wartości współczynników dzietności teoretycznej dla powiatów przyjmowały od 0,975 (piaseczyński – mazowieckie) do 2,215 (limanowski). Najwyższa dzietność na wsi

4 Kolejna najwyższa wynosiła 1,699 – powiat ostrołęcki w województwie mazowieckim.

5

8

występowała w powiatach województw: podlaskiego, warmińsko-mazurskiego, małopolskiego, lubelskiego, pomorskiego oraz mazowieckiego

, zaś najniższe współczynniki dzietności w powiatach województw Polski Południowo-Zachodniej

.

Różnice przestrzenne w poziomie płodności w powiatach

Na tak obliczone i analizowane wcześniej wartości współczynników dzietności składają się cząstkowe współczynniki płodności, prześledźmy więc różnice, jakie występują w częstości urodzeń w poszczególnych grupach wieku.

Najmłodsza grupa wieku rozrodczego, 15-19 lat, charakteryzuje się odmiennym aniżeli pozostałe grupy rozkładem przestrzennym poziomu badanego współczynnika. Dla Polski ogółem w 2000 roku współczynnik ten przyjął wartość 16,9. O ile w województwach podlaskim, małopolskim i podkarpackim przypadało ok. 13 urodzeń na każde 1000 nastolatek, o tyle w zachodniopomorskim, lubuskim i warmińsko-mazurskim 21 do 24.

Najmniej urodzeń w tej grupie wieku było w miastach powiatu brzozowskiego – podkarpackie – blisko 3, najwięcej – ponad 40 – na wsi powiatu bielskiego – podlaskie i goleniowskiego – zachodniopomorskie. W tej grupie wieku, podobnie jak w okresie poprzedzającym analizę, najwyższa płodność obejmowała obszary o ogólnym wysokim poziomie płodności, a także płodności ogółem (choć istnieją także wyjątki – np. powiat bielsko-podlaski) vice-versa wysoka płodność nastolatek (grupa 15-19 lat) występowała na terenach o niskim ogólnym poziomie dzietności, co jak się zdaje ma silny związek z wzorcami kulturowymi. Relatywnie niską płodnością nastolatek charakteryzowały się obszary Polski Wschodniej, Północno- i Południowo-Wschodniej

, a także w części województwa łódzkiego (skierniewicki, rawski) i świętokrzyskiego (buski, włoszczowski). Wysoka płodność nastolatek (dla Polski ogółem) występowała w powiatach północnych, zachodnich oraz północno- i południowo-zachodnich

(por. mapa 2).

6 Podlaskie - augustowski, suwalski, warmińsko-mazurskie - iławski, małopolskie - limanowski, nowosądecki, lubelskiego - łukowski, pomorskie - wejherowski, kartuski, pucki, mazowieckie - mławski, wyszkowski.

7 Województw dolnośląskie - ząbkowicki, opolskie - krapkowicki, opolski, namysłowski i kędzierzyńsko-kozielski, śląskie - będziński, tarnogórski, gliwicki oraz mikołowski, mazowieckie - piaseczyński i pruszkowski.

8 Powiaty województwa małopolskiego (nowosądecki, limanowski, miasta - limanowski, proszowicki, wieś - dąbrowski, limanowski), podkarpackiego (kolbuszowski, miasta – brzozowski, proszowicki, wieś – kolbuszowski), lubelskiego (miasta – włodawski, parczewski, chełmski), podlaskiego (bielski, białostocki; miasta – moniecki, wieś - bielski), mazowieckiego (pruszkowski, warszawski, wieś – otwocki, legionowski).

9 M.in. w województwie zachodniopomorskim powiat: koszaliński, gryficki, policki, sławieński, kamieński, w pomorskim słupski, w warmińsko-mazurskim olsztyński, nidzicki, dolnośląskim górowski, w lubuskim żarski, sulęciński. W miastach w:

rypińskim (kujawsko-pomorskie), leszczyńskim (wielkopolskie), koszalińskim (zachodnio-pomorskie), łomżyńskim, sejneńskim (podlaskie), kamiennogórskim i średzkim (dolnośląskie), zaś na wsi w zachodnio-pomorskim - goleniowski, drawski, białogardzki, kamieński, gryficki, sławieński, szczecinecki), nidzicki w warmińsko-mazurskim, sulęciński w lubuskim, głogowski w dolnośląskim.

W kolejnych grupach wieku najwyższą częstością urodzeń charakteryzowały się głównie kobiety w powiatach Polski Wschodniej, a w grupie 20-latek także Polski Północnej.

Najniższa płodność występowała w powiatach południowo-zachodnich oraz zachodnich. W roku 2000 współczynnik płodności kobiet w wieku 20-24 lata dla Polski ogółem 81,3. W powiatach ziemskich mieścił się on w obszarze zmienności 59,1-124,6

. Płodność kobiet w tej grupie ogółem przeważała nas nad płodnością w kolejnej pięcioletniej grupie w około jednej trzeciej powiatów w roku 2000 (w roku 1999 w około połowie). W miastach tylko w co piątym powiecie płodność tej grupy przeważała nad płodnością w wieku 25-29 (w 1999 w co czwartym; w tym w nielicznych grodzkich), na wsi nadal jeszcze w większości powiatów przeważała płodność tej grupy wieku (około 60%). W ostatnich latach ubiegłego stulecia w skali kraju następowało przesuwanie najwyższej wartości wskaźnika natężenia urodzeń z grupy wieku 20-24 lata do starszych grup. Zjawisko to jest widoczne także w skali powiatów.

Świadczy ono o zmianach zachowań prokreacyjnych, szczególnie wśród mieszkanek miast, polegających na upowszechnianiu się nowego wzorca płodności, w którym kobiety decydują się na urodzenie dziecka w późniejszym wieku.

Mapa 2 Współczynniki płodności w wieku 15-19 lat w powiatach ziemskich ogółem

wsp. płodności 15-19 lat ogółem

poniżej 14,5 (62)

powyżej 22,6 (60)

pozostałe ziemskie (186) grodzkie (niesklasyfikowane) (65)

Źródło: Jak mapa 1

10

10

Powiaty o najwyższych wskaźnikach płodności w tej grupie wieku (20-24 lata), to kartuski, kościerski (pomorskie), grodziski, koniński, kaliski (wielkopolskie), łomżyński (podlaskie), siedlecki i płocki (mazowieckie), zaś o najniższych: w województwie mazowieckim: warszawski, pruszkowski, legionowski, w opolskim: krapkowicki i opolski, w łódzkim – pabianicki, w śląskim: raciborski, tarnogórski, czy mikołowski, zaś w dolnośląskim: oławski, lubiński i jeleniogórski (mapa 3).

Mapa 3 Współczynniki płodności w wieku 20-24 lata - powiaty ziemskie ogółem, 2000r.

współczynniki płodności 20-24 powiaty ogółem

poniżej 80 (52)

powyżej 103 (54)

pozostałe ziemskie (202) grodzkie (niesklasyfikowane) (65)

Źródło: Jak mapa 1

W miastach współczynnik płodności kobiet w wieku 20-24 lata osiągnął wartość 67,9 i wahał się w powiatach grodzkich od 33 do 85,4

. W powiatach ziemskich omawiany współczynnik oscylował między 41,2-122

. Najwyższe wartości przyjmował w powiatach województwa kujawsko-pomorskiego (tucholski i lipnowski), mazowieckiego, i wielkopolskiego (leszczyński i kaliski), a także w kilku w województwie pomorskim.

Najniższą płodnością w grupie 20-24 lata charakteryzowały się powiaty województw:

dolnośląskiego, lubelskiego, mazowieckiego, podlaskiego, podkarpackiego, a także świętokrzyskiego i opolskiego.

11 Najniższy był w Sopocie, a także w Jeleniej Górze, Świnoujściu, Białymstoku, Wrocławiu, Gliwicach, najwyższy – w Grudziądzu, Ostrołęce, również w Siemianowicach Śląskich, Rudzie Śląskiej i Rybniku.

12 Maksymalne wartości współczynnika wynosiły: 216,67 w roku 1999 i 179,1 w 2000 w powiecie siedleckim, w którym ludność miejska stanowi tylko 3%, podobnie w kaliskim, gdzie tylko 2% ludności, to ludność zamieszkała w miastach.

Na wsi współczynnik płodności dla tej grupy wieku wyniósł 103. Najniższą płodnością kobiet wiejskich z badanej grupy charakteryzował się powiat piaseczyński – 54,3, najwyższą:

sierpecki – 151,77 (mazowieckie). Oprócz powiatu piaseczyńskiego niska płodność występowała głównie w powiatach w województwie: śląskim, opolskim, dolnośląskim oraz mazowieckim

. Relatywnie wysoką płodność reprezentowały głównie powiaty Polski Północnej i Środkowej

.

Mapa 4 Współczynniki płodności w wieku 25-29 lat w powiatach ziemskich ogółem

wsp. płodności 25-29 ogółem

poniżej 84 (56)

powyżej 108 (59)

pozostałe ziemskie (193) grodzkie (niesklasyfikowane) (65)

Źródło: Jak mapa 1

W ostatnich latach następowało przesuwanie najwyższej wartości wskaźnika natężenia urodzeń z grupy wieku 20-24 lata do starszych grup i to zjawisko jest widoczne w skali powiatów. Dla Polski ogółem przypadało w roku 2000 92,2 urodzeń na 1000 kobiet w wieku 25-29 lat. W powiatach ziemskich wartości omawianego współczynnika mieściły się między 67,1 a 147,8. Niska płodność występowała w przeważającej mierze w powiatach województw Polski Zachodniej, Północno- i Południowo-Zachodniej

. Wysoką płodnością charakteryzowały się powiaty południowo-wschodnie, wschodnie oraz północno-wschodnie,

13 M.in.: pruszkowski, warszawski zachodni (mazowieckie), krapkowicki, opolski i prudnicki (opolskie), wałbrzyski, kłodzki (dolnośląskie), a także mikołowski i tyski (śląskie).

14 Powiaty: chojnicki, wejherowski, pucki, lęborski, bytowski, kościerski (pomorskie), iławski (warmińsko-mazurskie),

12

oraz kilka powiatów położonych w innych częściach kraju

(mapa 4). W miastach współczynnik płodności, w skali kraju, w grupie wieku 25-29 lat przyjął wartość 84,7.

Najniższa liczba urodzeń przypadających na 1000 kobiet w omawianej grupie wieku wynosiła 56,6, najwyższa: 174,6. Relatywnie niską płodnością charakteryzowały się powiaty Polski Południowo-Zachodniej

, a także powiaty województwa zachodniopomorskiego (sławieński, świdnicki). Wysoka płodność występowała w powiatach: łomżyńskim, sejneńskim (podlaskie), piotrkowskim, opoczyńskim (łódzkie), namysłowskim (opolskie), jarocińskim, mogileńskim (wielkopolskie), kartuskim (pomorskie).

Na wsi współczynnik płodności w tej grupie wieku osiągnął poziom 104,2 urodzeń na 1000 kobiet (przekroczył wartość współczynnika płodności w 20-24 lata). Wartość omawianego współczynnika oscylowała między 66-154. Najniższa występowała w powiatach Polski Południowo-Zachodniej oraz Północno-Zachodniej

, najwyższa na obszarach wschodnich oraz północno- i południowo-wschodnich

.

W kolejnej grupie, 30-34 lata, współczynnik płodności osiągnął poziom 51,3. W skali kraju jest on wyraźnie niższy aniżeli w młodszych grupach wieku, na poziomie powiatów widoczny jest jednak wzrost udziału płodności w tej grupie wieku w wartości współczynnika płodności całkowitej. W większości powiatów wartości współczynnika płodności w grupie 30-34 były niższe aniżeli w grupie 20-24 - na wsi tylko w dwóch były wyższe: łosickim (mazowieckie) oraz lubaczowskim (podkarpackie), w miastach sytuacja taka występowała w 24 przypadkach, z tym że w części powiatów miało to związek z urodzeniami dalszej kolejności, a nie opóźnianiem decyzji prokreacyjnych.

Najniższa płodność w tej grupie wieku występowała w powiecie będzińskim – śląskie (29,3 w 2000), najwyższa w limanowskim – małopolskie (105,8). Niską płodnością charakteryzowały się powiaty Polski Południowo-Zachodniej

, a także część należących do województwa łódzkiego i zachodniopomorskiego. Stosunkowo wysokie współczynniki płodności występowały w powiatach północno-wschodnich i wschodnich

(mapa 5).

16 Limanowski, nowosądecki, suski, myślenicki (małopolskie), ostrołęcki, makowski, siedlecki (mazowieckie), janowski, bialski, łukowski, radzyński (lubelskie), kartuski (pomorskie).

17 M.in.: opolski – opolskie, złotoryjski, wołowski, średzki – dolnośląskie, m. Sosnowiec – śląski.

18 Powiat namysłowski, kędzierzyńsko-kozielski, opolski w województwie opolskim, piaseczyński w mazowieckim, mikołowski, będziński w śląskim.

19 Łukowski – lubelskie, łomżyński, sejneński – podlaski, jarociński, mogileński – wielkopolskie, łańcucki – podkarpackie.

20 Powiaty: wałbrzyski, lubiński, wołowski, ząbkowicki, lwówecki, wałbrzyski – woj. dolnośląskie, gliwicki – śląskie, a także powiaty województwa opolskiego.

21 Powiat limanowski, nowosądecki - małopolskie, lubaczowski – podkarpackie, łukowski, bialski – lubelskie, suwalski, siemiatycki, kolneński, sejneński – podlaskie.

W miastach współczynnik płodności dla Polski osiągnął poziom 47,5, w powiatach ziemskich przyjmował wartości 21-151

, w grodzkich pomiędzy 31 a 71. Najniższa liczba urodzeń na 1000 kobiet w omawianej grupie wieku znamionowała powiaty przynależące do województw: dolnośląskiego, opolskiego, śląskiego, także wielkopolskiego, najwyższa powiatach wschodnich i południowo-wschodnich

, zaś z powiatów grodzkich najniższa była w Sopocie, Sosnowcu, Mysłowicach, Rudzie Śląskiej i Jaworznie, najwyższa w Suwałkach, Nowym Sączu, Krośnie, Łomży i Rzeszowie.

W skali kraju, na wsi, współczynnik płodności w grupie 30-34 lata przyjął wartość 57,5, w powiatach 26,7 do 110,1 Najniższa płodność występowała w powiatach: dzierżoniowskim, wałbrzyskim, lubińskim, bolesławieckim, lwóweckim, ząbkowickim (dolnośląskie), raciborskim, gliwickim (śląskie), kędzierzyńsko-kozielskim, strzeleckim (opolskie), najwyższa w powiatach wschodnich

.

Mapa 5 Współczynniki płodności w wieku 30-34 lata w powiatach ziemskich ogółem

współczynniki płodności 30-34 powiaty ogółem

poniżej 44 (62)

powyżej 65 (50)

pozostałe ziemskie (196) grodzkie (nieskalsyfikowane) (65)

Źródło: Jak mapa 1

22 Najniższa w powiecie opolskim – opolskie, najwyższa w siedleckim – mazowieckie. Kolejny po siedleckim powiat - limanowski, odnotował płodność na poziomie 86,5.

23 Najniższa: dolnośląskie - wołowski, średzki, jaworski, złotoryjski, ząbkowicki, opolskie - opolski, śląskie - będziński, wielkopolskie – koniński i rawicki, najwyższa: powiat łańcucki, brzozowski – podkarpackie, radzyński, lubelski – lubelskie,

14

Na 1000 kobiet w grupie wieku 35-39 przypadało 21 urodzeń (od 12 w powiecie opolskim, do 43,3 w limanowskim). W miastach był on niższy - 18,2

, na wsi znacznie wyższy - 26 urodzeń

. W powiatach ziemskich nie przekraczał poziomu 1,3 - 14,9, w miastach w powiatach ziemskich 0,7 – 15,9, w powiatach grodzkich między 1,1 a 9,3. Na wsi wahał się między 0,7 – 16,5. Wartości współczynników płodności w najstarszej grupie wieku (45-49) w skali kraju były bardzo niskie i wynosiły: ogółem - 0,2, w miastach - 0,17, na wsi 0,3. W powiatach nie przekraczały wartości 1,4 (w miastach 2,4, na wsi 2,6).

Największe bezwzględne rozpiętości wartości współczynnika płodności występowały w grupach wieku o najwyższej częstości urodzeń, a więc obu grupach dwudziestolatek oraz młodszej trzydziestolatek, najniższe były w dwu najstarszych grupach, następnie w najmłodszej 15-19 oraz starszej trzydziestolatek. Za wyjątkiem najmłodszej grupy największe rozpiętości w poziomie grupowych współczynników występowały w województwach:

mazowieckim (najwyższa w grupie wieku 20-24, jedna z wyższych w trzech kolejnych grupach), małopolskim, lubelskim i podlaskim, najniższe zaś w opolskim, lubuskim.

Analiza przestrzennej dyspersji płodności w latach 1981-1998 [Pietruszek, 2001]

wykazuje istnienie odmiennego wzorca płodności w Polsce Wschodniej oraz Północnej i Zachodniej. Powyższe badanie potwierdza występowanie istotnych różnic w płodności pomiędzy powiatami. Relatywnie niska, w miarę jednorodna przestrzennie, płodność występuje szczególnie na południowym-zachodzie kraju. Wysoka – w skali kraju - częstość urodzeń w poszczególnych grupach wieku występuje na wschodzie. Oprócz różnic w częstości urodzeń w poszczególnych powiatach należy zwrócić uwagę na odmienność wzorców płodności (czyli rozkładów współczynników płodności) obrazujących różnice w poziomach omawianych współczynników oraz udziałów płodności w poszczególnych grupach wieku w płodności całkowitej. Na przykład w miastach powiatów: jarocińskiego i tucholskiego przy wartościach współczynników dzietności dużo powyżej średniej krajowej najwyższa płodność występuje w grupie wieku 25-29 w pierwszym, zaś 20-24 w drugim (por.

wykresy 1-2). Podobnie rzecz kształtuje się w przypadku powiatów limanowskiego i sierpeckiego. Z kolei w Sopocie niskiemu poziomowi dzietności towarzyszy niemalże taka sama wartość współczynnika płodności w grupie 30-34 lata, co w grupie 25-29 lat, podczas gdy w miastach powiatu opolskiego maksimum urodzeń przypada ciągle w młodszej grupie

25 W powiatach ziemskich: 6,9-57,7 (zwoleński – mazowieckie i ostrołęcki), w grodzkich od 11,7 w Skierniewicach do 26,7 w Rzeszowie i 33,9 w Nowym Sączu.

26 Od 8,3 w chrzanowskim – małopolskie do 48,2 w ropczycko-sędziszowskim - podkarpackie.

20-latek. Na wsi urodzenia w starszych grupach wieku związane są głównie z urodzeniami dalszej kolejności, a nie z opóźnianiem decyzji o urodzeniu pierwszego dziecka.

Analizując dane dotyczące płodności i dzietności na poziomie powiatów, a więc niższym aniżeli uczynili to Autorzy cytowanej już prognozy ludności Polski, wydaje się mało prawdopodobne zniwelowanie w okresie najbliższych 15-20 lat występujących dotychczas w Polsce różnic przestrzennych w zachowaniach prokreacyjnych kobiet. Wzmocnić tę tezę może fakt ich utrzymywania się w całej powojennej historii.

Zróżnicowanie udziałów urodzeń pozamałżeńskich

W ostatnich dekadach zwiększał się udział urodzeń pozamałżeńskich we wszystkich urodzeniach. W analizowanym okresie co ósme dziecko urodzone było poza związkiem małżeńskim. Skala tego zjawiska jest różna w zależności od miejsca zamieszkania: co siódme urodzenie w miastach jest urodzeniem pozamałżeńskim, a na wsi co 11-12. Analiza dyspersji tego zjawiska wykazuje, iż najniższy udział urodzeń pozamałżeńskich występuje w Polsce Wschodniej i Południowo-Wschodniej, zaś najwyższy w Polsce Zachodniej i Północnej. O ile w powiatach wschodnich i południowo-wschodnich stanowiły one tylko 2-5% urodzeń, o tyle w powiatach północno-zachodnich i południowo-zachodnich wynosiły blisko jedną trzecią. W 2000 roku najniższym udziałem urodzeń pozamałżeńskich charakteryzował się kłobucki – woj. śląskie (2,8%), a także powiaty: kolbuszowski, ropczycko-sędziszowski, strzyżowski – woj. podkarpackie, bocheński, limanowski i tarnowski – małopolskie, kolneński, wysokomazowiecki – podlaskie. Najwyższy występował w powiatach: kamieńskim oraz białogardzkim (33,9% w 2000r.), a także gryfickim, polickim, koszalińskim, szczecineckim (województwo zachodniopomorskie), słupskim, (pomorskie), jeleniogórskim, zgorzeleckim, kłodzkim (dolnośląskie) (mapa 6).

W miastach powiatów ziemskich najniższy udział urodzeń pozamałżeńskich wynosił 2,2% - powiat tarnowski (małopolskie). Niski udział tychże urodzeń występował w miastach powiatów wschodnich oraz południowo-wschodnich

, ale także w powiatach województwa śląskiego (kłobucki), łódzkiego (pajęczański), świętokrzyskiego i wielkopolskiego. Wysoki udział urodzeń, dochodzący do 40% (powiat jeleniogórski - dolnośląskie) jest charakterystyczny dla obszarów zachodnich, północno- i południowo-zachodnich

, a także województw: pomorskiego i kujawsko-pomorskiego. W miastach powiatów grodzkich

27 M.in.: krośnieński, ropczycko-sękociński, brzozowski – podkarpackie, tarnowski, limanowski – małopolskie, siedlecki,

16

występuje niższa w porównaniu do powiatów ziemskich rozpiętość udziału urodzeń pozamałżeńskich – od około 7-8% do blisko jednej trzeciej wszystkich urodzeń

.

Mapa 6 Udziały urodzeń pozamałżeńskich w powiatach ziemskich ogółem w roku 2000

udziały urodzeń pozamałżeńskich powiaty ogółem

poniżej 6% (68)

powyżej 20% (47)

pozostałe ziemskie (193) grodzkie (niesklasyfikowane) (65)

Źródło: Jak mapa 1

Na wsi rozkład przestrzenny obszarów o relatywnie wysokich i niskich udziałach urodzeń pozamałżeńskich jest analogiczny jak w miastach. Najniższym udziałem tego typu urodzeń - 2,4% - charakteryzował się powiat: brzeski. Urodzenia pozamałżeńskie stanowiły niewielką część wszystkich urodzeń w powiatach ropczycko-sędziszowskim, dębickim, stalowowolskim (woj. podkarpackie), rybnickim, myszkowskim, zawierciańskim, kłobuckim (śląskie), limanowskim i bocheńskim (małopolskie), oleskim (opolskie), rawskim oraz pajęczańskim (łódzkie). Na wsi maksymalny udział urodzeń pozamałżeńskich dochodził, podobnie jak w miastach, do blisko 40% (powiat białogardzki – zachodniopomorskie).

Wysoki, bo ok. 30%, udział tych urodzeń występował m.in. w powiatach: szczecineckim, kamieńskim, koszalińskim, goleniowskim – zachodniopomorskie, słubickim i żarskim – lubuskie, słupskim – pomorskie.

29 Najniższy udział - 7,8% - w Tarnobrzegu, poniżej 10% także w Tarnowie, Łomży, Rybniku, Białymstoku, Ostrołęce, Żorach, Siedlcach i Rzeszowie; najwyższy w Świnoujściu oraz w Wałbrzychu - 32,3%, ponad jedną piątą stanowiły m.in. w Koszalinie, Jeleniej Górze, Słupsku, Legnicy, Szczecinie, czy Gorzowie Wielkopolskim.

Rozkład urodzeń pozamałżeńskich (płodność pozamałżeńska) w poszczególnych grupach wieku charakteryzował się rozmieszczeniem zbliżonym do udziałów urodzeń pozamałżeńskich w ogólnej liczbie urodzeń.

Możliwe przyczyny zróżnicowania przestrzennego zachowań prokreacyjnych w Polsce

Analizując zróżnicowanie przestrzenne wszystkich omawianych mierników (opisujących płodność kobiet) składających się na w miarę pełny obraz zachowań prokreacyjnych można stwierdzić, iż sytuacja w jednych regionach Polski diametralnie różni się od występującej w innych regionach. W jednych powiatach relatywnie wysokie wartości współczynnikó dzietności współwystępowały z wysokimi udziałami urodzeń pozamałżeńskich

, w drugich z niskimi

, w innych niski poziom dzietności towarzyszył niskiemu udziałowi urodzeń pozamałżeńskich

, albo wysokiemu

.

W analizie zachowań prokreacyjnych kobiet na poziomie powiatów zaobserwowano istotną zależność między poziomami dzietności w obu badanych latach. Jest to zgodne z wcześniejszymi obserwacjami, które wskazywały na długotrwałe występowanie wysokiej, czy też niskiej, dzietności stale na tych samych obszarach. Podobnie rzecz ma się w przypadku współczynników płodności, aczkolwiek dotyczy to tych 5-cioletnich grup wieku które mają największy udział we współczynniku dzietności ogólnej. Według badaczy teorii przejścia demograficznego [Iwanicka-Lyrowa, 1991] w Polsce, podobnie jak w większości państw europejskich, regionalne różnice poziomu płodności ukształtowały się w latach dwudziestych XX wieku i pogłębiły po II wojnie światowej. Różnice te ulegają stopniowej niwelacji w wyniku unifikacji postaw prokreacyjnych, ale jak przedstawiono powyżej nadal występują. Przemiany płodności wpierw obejmują duże miasta, zaś nowe wzorce zachowań prokreacyjnych przenikają od bogatszych regionów Polski do biedniejszych, choć istnieją w tym względzie wyjątki. Na stabilność międzyregionalnego modelu płodności w Polsce wskazywał P. Korcelli oraz E. Iwanicka-Lyrowa, J. Witkowski [1991, s. 29-35; s.65], J.

Cegłowska, J. Niekrasz, F. Stokowski [1988], przy czym na obszarach zdominowanych przez rolnictwo wskaźniki płodności są nie tylko większe, ale i bardziej stabilne niż wskaźniki

30 Np. w koszalińskim, gryfickim, elbląskim, słupskim, lęborskim, krośnieńskim, odrzańskim, w których współczynniki dzietności były na poziomie około 1,5, udział urodzeń pozamałżeńskich przekroczył – w przypadku powiatu koszalińskiego do 30%.

31 W powiatach województw podkarpackiego (kolbuszowski, ropczycko-sędziszowski), małopolskiego (limanowski, nowosądecki, tarnowski) i mazowieckiego (ostrołęcki, siedlecki, wyszkowski).

32 M.in. w powiatach: opolskim i strzeleckim, tarnogórskim, będzińskim, gliwickim, czy wołoskim, w których

18

regionów zurbanizowanych (rozrodczość w województwach o przewadze ludności miejskiej była i jest zdecydowanie niższa niż w województwach rolniczych). Przyczynami różnic w natężeniu zjawiska płodności w przestrzeni kraju są odmienne struktury wieku i cechy społeczno-zawodowe kobiet, takie jak poziom wykształcenia, aktywność zawodowa i charakter pracy - występujące zwłaszcza w dużych miastach i aglomeracjach miejskich, w których płodność jest najniższa. Zaobserwowane zmiany przestrzennego obrazu zachowań prokreacyjnych kobiet wiejskich świadczą o tym, że przemiany modelu rozrodczość są w różnym stopniu zaawansowane w poszczególnych regionach kraju. Tempo tych zmian, a przede wszystkim przestrzenne różnice w płodności kobiet wiejskich zależą od wielu czynników, wśród których na plan pierwszy wysuwają się warunki ekonomiczne, przemiany społeczne (urbanizacja ekonomiczna wsi), struktura społeczno-zawodowa ludności oraz różnice kulturowe. Wschodnie oraz południowo-wschodnie obszary Polski charakteryzują się stosunkowo niskim poziomem urbanizacji, mniej zaawansowanymi przemianami społeczno- ekonomicznymi, większym znaczeniem tradycji dla zachowań prokreacyjnych kobiet. W konsekwencji, modernizacja zachowań w zakresie rozrodczości (płodności) jest na tych obszarach mniej zaawansowana. Obszar Polski centralnej i południowej znajduje się w strefie oddziaływania aglomeracji miejskich, gdzie model rodziny małodzietnej pojawił się najwcześniej i utrwalił najsilniej. Zjawiska demograficzne na terenach wiejskich np. byłych województw warszawskiego, łódzkiego czy katowickiego mają bardziej zbliżony do miejskiego charakter, niż w małomiasteczkowym środowisku obszarów o wysokim udziale ludności rolniczej województw wschodnich (np. byłego bialskopodlaskiego, łomżyńskiego, czy ciechanowskiego).

Badacze zróżnicowania demograficznego Polski wskazują na różne przyczyny, które mogą powodować istnienie takiej sytuacji. W. Wróblewska [1995] badając terytorialne zróżnicowanie natężenia urodzeń wśród nastolatek w Polsce wskazała na to, że lepsze warunki mieszkaniowe i wyższy standard mieszkań, a więc mniejsze zagęszczenie stymulują wyższą płodność nastolatek, podobnie jak nasilający się proces rozpadu małżeństw.

Destymulantami płodności w najmłodszej grupie wieku rozrodczego są m.in. faktyczna religijność ludności

oraz wzrost poziomu wykształcenia nastolatek (im więcej młodzieży uczy się w szkołach średnich, tym rzadsze są przypadki wczesnych urodzeń). Porównując korelacje między płodnością kobiet w poszczególnych grupach wieku, a wybranymi miernikami sytuacji społeczno-ekonomicznej cytowana autorka wykazała również, że

34 Została ona określona jako suma wszystkich rodzajów praktyk religijnych wykonywanych rzeczywiście przez ludność wyznania rzymsko-katolickiego.

zmienne będące destymulantami płodności ogółu kobiet, a więc konkurencyjne względem ich aktywności prokreacyjnej, są jednocześnie stymulantami płodności nastolatek (płodność nastolatek jest kształtowana przez grupę czynników, które nie wpływają na zróżnicowanie płodności kobiet dojrzałych oraz przez wspólne zmienne, których oddziaływanie wśród nastolatek i ogółu kobiet charakteryzuje się odmiennym rezultatem). Wyższy niż w pozostałych województwach udział urodzeń pozamałżeńskich charakterystyczny dla ziem odzyskanych może być efektem braku trwałego osadzenia we wcześniej ukształtowanej tradycji.

Badanie zależności między poziomem dzietności a wybranymi miernikami społeczno- ekonomicznymi potwierdziło uzyskane we wcześniejszych badaniach powiązania. I tak, stwierdzono dodatnią zależność między dzietnością, a liczbą zawieranych małżeństw (przypadających na 1000 kobiet w wieku produkcyjnym). Dodatnia korelacja poziomu dzietności oraz liczby gospodarstw rolnych (liczba gospodarstw rolnych ogółem na 100 mieszkańców), zaś ujemna między wartościami współczynników płodności w poszczególnych grupach wieku (poza najmłodszą – 15-19 oraz najstarszą 45-49 lat), a udziałem kobiet zamieszkujących w miastach potwierdzają silny wpływ urbanizacji na zachowania prokreacyjne. Ujemne zależności z dochodami budżetów gmin (w zł na jednego faktycznie zamieszkałego mieszkańca), dochodami powiatów z udziałów w podatkach (dochody powiatów z udziałów w podatkach stanowiących dochody budżetu państwa w zł na jednego mieszkańca), a także liczbą jednostek gospodarczych (jednostki gospodarcze REGON na 1000 mieszkańców), czy udziałem pracujących kobiet (wśród kobiet w wieku produkcyjnym faktycznie zamieszkałych na danym obszarze) wskazują na wpływ czynników ekonomicznych na dzietność. Równie silną determinantą zróżnicowania zachowań prokreacyjnych wydają się być różnice kulturowe, które ulegają powolniejszym zmianom niż warunki społeczno-ekonomiczne. Ich analiza (zmiennych niemierzalnych) jest jednak trudniejsza w analizie ilościowej.

Wobec przedstawionych powyżej wpływów czynników społeczno-ekonomicznych oraz

zaszłości historycznych na zachowania prokreacyjne nie wydaje się aby w najbliższym czasie

mogło nastąpić ujednolicenie omawianych zachowań. Do takich przypuszczeń pozwalają

skłaniać np. ciągle występujące znaczne różnice mikroregionalne w sytuacji ekonomicznej w

Polsce (m.in. odmienne stopień bezrobocia, szczególnie wysoki na obszarach

popegeerowskich). Z drugiej strony w obliczu silnego oddziaływania środków masowego

20

przekazu, powszechności szkolnictwa, wzrostu aspiracji młodych ludzi, a także wydłużania okresu kształcenia mogą one – w długim okresie czasu ulec unifikacji.

Praca doktorska

napisana w Katedrze Demografii Uniwersytet Łódzki

w Łodzi

pod kierunkiem

prof. dra hab. Jerzego T. Kowaleskiego Recenzenci:

prof. Maria Cieślak prof. Zofia Zarzycka

Bibliografia:

1. Bolesławski L., Rutkowska L., 2000, Prognoza ludności Polski według województw na lata 1999-2030, GUS, Warszawa.

2. Cegłowska J., Niekrasz J., Stokowski F., 1988, Ewolucja regionalnych podziałów demograficznych w Polsce, SGPiS, Warszawa.

3. Iwanicka-Lyrowa E., Witkowski J., 1991, Uwarunkowania, determinanty i przestrzenne zróżnicowanie płodności kobiet w latach 1975, 1980, 1983 i 1987, [w:] Korcelli P., Iwanicka-Lyrowa E. (red.), Geograficzne badania nad płodnością, Institute of Geography and Spatial Organisation Polish Academy of Science, Materiały konferencyjne 11, Warszawa.

4. Korcelli P., 1991, Międzyregionalne zmiany ludnościowe w Polsce: schematy płodności, [w:] Korcelli P., Iwanicka-Lyrowa E. (red.), Geograficzne badania nad płodnością, Institute of Geography and Spatial Organisation Polish Academy of Science, Materiały konferencyjne 11, Warszawa.

5. Pietruszek M., 2001, Regionalne zróżnicowanie dynamiki spadku płodności oraz dzietności teoretycznej w Polsce, [w:] Kowaleski J.T. (red.) Teraźniejszość i przyszłość demograficzna polskich regionów. Materiały na konferencję naukową Łódź, 18-19 czerwca 2001, Łódź.

6. Wróblewska W., 1995, Terytorialne zróżnicowanie natężenia urodzeń wśród nastolatek w

Polsce – próba szukania wyjaśnień, „Studia Demograficzne”, nr 1 (119), s. 43-75.

Plan pracy doktorskiej

Wprowadzenie

Rozdział 1. Społeczno-demograficzne uwarunkowania zmian wzorca płodności

1.1 Uwarunkowania dzietności według teorii przejścia demograficznego ...11

1.2 Cząstkowe teorie płodności nawiązujące do teorii przejścia demograficznego...17

1.3 Zagadnienia łącznego uwzględniania różnorodnych czynników...32

1.4 Stan polskich badań nad płodnością – lata 80. i 90...38

Rozdział 2. Przemiany społeczno-gospodarcze jako kontekst kształtowania się wzorców płodności w Polsce 2.1 Obraz przemian społeczno-gospodarczych oraz demograficznych w latach 1989-2000 2.2 Zmiany płodności i rozrodczości w Polsce w latach 80. i 90. ...72

Rozdział 3. Zmiany rozrodczości i płodności w Polsce w okresie transformacji ustrojowej w porównaniu z krajami europejskimi 3.1 Różnice w kształtowaniu się wzorców płodności w krajach Europy Środkowo- Wschodniej i Europy Zachodniej ...123

3.2 Polityka rodzinna w Polsce i wybranych krajach europejskich ...137

Rozdział 4. Zróżnicowanie płodności w powiatach w latach 1999-2000 (obraz sytuacji i próby objaśnienia) 4.1 Terytorialne zróżnicowanie płodności – ocena zjawiska ...153

4.2 Wybrane determinanty dzietności i płodności według badań empirycznych ...183

4.3 Model uwarunkowań płodności ...199

Rozdział 5. Uwagi końcowe 5.1 Próba oceny wzajemnych powiązań zachowań prokreacyjnych i przemian społeczno- gospodarczych w świetle przemian ostatniej dekady XX wieku ...217

5.2 Perspektywy zmian zachowań prokreacyjnych...223

Bibliografia 233 Spis tablic 241

Spis rysunków 242 Spis map 244

Aneks

Aneta Ptak-Chmielewska Instytut Statystyki i Demografii Kolegium Analiz Ekonomicznych Szkoła Główna Handlowa

STUDIA KARIER RÓWNOLEGŁYCH W DEMOGRAFII

(autoreferat)

Cel pracy i podstawowe hipotezy badawcze

W ostatnich latach w badaniach demograficznych obserwuje się szereg zmian w ujęciach podstawowych procesów i zjawisk. Zmiany te związane są ze zmianą paradygmatu w demografii, czyli przejściem od struktur do procesów, z poziomu makro na poziom mikro, od analizy do syntezy, od pewności do niepewności. W tradycyjnym podejściu w analizach demograficznych zjawiska i procesy były analizowane oddzielnie, a przedmiotem obserwacji były zdarzenia i ich struktury. Tymczasem oprócz oceny zmian w pojedynczych procesach czy zjawiskach jest konieczne badanie wzajemnych związków pomiędzy różnymi zjawiskami i różnymi procesami, nie tylko demograficznymi. W badaniu zależności istotne jest poszukiwanie mechanizmów przyczynowo-skutkowych i objaśnianie, jakie czynniki generują zdarzenia i struktury. Mechanizm przyczynowo-skutkowy jest określany jako proces koordynujący, który zarządza przebiegiem życia jednostki, reguluje rozkład w czasie i sekwencję zdarzeń życiowych w cyklu życia. Zmiana paradygmatu w demografii pociągnęła za sobą rozwój nowego wymiaru badań i metod analizy w tej dziedzinie. Badaniami tymi są najczęściej badania retrospektywne i panelowe, których upowszechnienie współwystępowało z rozwojem i wzrost aplikacji różnych metod i modeli z zakresu analizy historii zdarzeń. W obszarze zmiany paradygmatu w badaniach demograficznych mieszczą się zagadnienia studiów karier i biografii przebiegu życia jednostki.

Przedmiotem studiów w pracy są trzy kariery równoległe (tj. takie, które realizują się w tym samym czasie i wpływają na siebie nawzajem): rodzinna, zawodowa i migracyjna, będące składowymi biografii jednostki. Główne cele pracy to:

1. Określenie zakresu i skali powiązań pomiędzy trzema karierami (zdarzeniami z tych

karier): rodzinną, zawodową i migracyjną doświadczanymi przez jednostkę.

24

2. Określenie przebiegu każdej z karier oraz poszukiwanie (określenie i zbadanie) mechanizmów przyczynowo-skutkowych leżących u podstaw każdej z karier i trzech łącznie.

3. Ocena stabilności w czasie mechanizmów przyczynowo-skutkowych.

Wymienione uprzednio cele posłużyły do weryfikacji następujących hipotez badawczych:

1. Zmiana przebiegu kariery jest związana z sekwencją i rozkładem w czasie zdarzeń składających się na każdą z karier. Kariera rodzinna kobiet w Polsce oparta jest na tradycyjnym modelu rodziny, związanym z historią pierwszego małżeństwa.

Przed okresem transformacji tj. do roku 1989 małżeńskość charakteryzowała się niemalże uniwersalnością wstępowania w związek małżeński i młodym wiekiem zawierania związku małżeńskiego. Zjawisko związków nieformalnych było zjawiskiem marginalnym.

Zakładanie rodziny z sukcesem współzawodniczyło z innymi karierami. Dominował model rodziny z dwójką dzieci. Wiek przy urodzeniu pierwszego dziecka można było uznać za stosunkowo niski. Udział urodzeń pozamałżeńskich utrzymywał się na niskim poziomie (5- 6%). Płodność była na poziomie zapewniającym zastępowalność pokoleń. Kariera rodzinna kobiet była silnie związana z historią pierwszego małżeństwa. Model rodziny w analizowanym czasie można było uznać za model tradycyjny o następującej sekwencji zdarzeń: zawarcie związku małżeńskiego, urodzenia kolejnych dzieci, zgon współmałżonka oznaczający rozpad rodziny.

2. Zakres i skala powiązań pomiędzy zdarzeniami z różnych karier przebiegają różnokierunkowo i podlegają zmianom w czasie, co powoduje, iż przebieg karier jest zróżnicowany (zaburzony) w czasie. Zdarzenia z innych karier wpływają na przebieg kariery rodzinnej kobiet – w tym na zmiany stanów to jest: przejście ze stanu zamężna do stanu zamężna z 1 dzieckiem oraz na przejście ze stanu zamężna z 1 dzieckiem do stanu zamężna z 2 dzieci.

Zdarzenia z innych karier tj. zawodowej i migracyjnej realizowanych równolegle do kariery rodzinnej wpływają na jej przebieg. Mogą one powodować zmiany zarówno w rozkładzie w czasie zdarzeń w karierze rodzinnej jak i wpływać na sekwencje tych zdarzeń.

Gospodarkę Polski w analizowanym okresie (przed transformacją systemową)

charakteryzował niski poziom dochodów. Płace były kontrolowane przez państwo i

utrzymywane na niskim poziomie. Model rodziny z jednym z rodziców pracującym tzw.

“breadwinner” nie był adekwatny do ówczesnych warunków. Praca zawodowa kobiet była wymuszona poprzez warunki ekonomiczne funkcjonowania rodziny. Udział kobiet w rynku pracy był wysoki, zatem posiadanie dzieci wiązało się z wysokimi kosztami alternatywnymi.

Rekompensowane to było dobrze rozwiniętym systemem opieki publicznej nad dziećmi z niską odpłatnością. Politykę społeczną można było określić jako sprzyjającą rodzinie.

3. Siła oddziaływania mechanizmów przyczynowo-skutkowych leżących u podstaw realizacji karier zmienia się w czasie, wpływając w istotny sposób na przebieg kariery zależnej.

Oddziaływanie występowania zdarzeń w innych karierach na karierę rozpatrywaną jako zależną ulega zmianom w czasie. Przewidywano, że zmiana aktywności zawodowej ma największy wpływ na urodzenie pierwszego dziecka w karierze rodzinnej, natomiast wpływ na urodzenie kolejnego dziecka jest zapewne słabszy. Podobnie wpływ migracji na urodzenie dziecka ze względu na najwyższą aktywność migracyjna kobiet w początkowych latach trwania małżeństwa ma większy wpływ na urodzenie pierwszego dziecka niż drugiego.

Zakres pracy, źródła danych i podstawowe metody badawcze

Praca składa się z dwóch części: teoretycznej (rozdz. I i II) oraz aplikacyjnej (rozdz. III i IV).

W rozdziale pierwszym omówiono podstawy teoretyczne badania karier równoległych w demografii. Przedstawiono podstawowe pojęcia i definicje, wybrane teorie oraz metody i modele wykorzystywane w demografii w badaniu karier równoległych. Do teorii wykorzystanych i omówionych w pracy należą: teoria funkcjonowania rodzin i gospodarstw domowych (new home economics), teoria inwestowania w kapitał ludzki (human capital theory), teoria inwestowania w kapitał społeczny (social capital theory), teoria i hipoteza Easterlina, teoria płodności Leibensteina, koncepcja drugiego przejścia demograficznego (the second demographic transition theory), teoria społecznych interakcji (social interactions theory) oraz teoria przyczynowości (causality theory).

Jako główne modele na użytek badania karier równoległych w demografii zostały

wybrane modele analizy nieparametrycznej (modele ryzyk konkurencyjnych, tablice trwania

życia Kaplana-Meiera), modele parametryczne (model wykładniczy przedziałami stały bez

efektów przekrojowych i włączający efekty przekrojowe) oraz modele semiparametryczne

(modele wskaźnika przejścia – modele Coxa). Na zakończenie pierwszego rozdziału

26

W rozdziale drugim przedstawiono i omówiono potencjalne źródła informacji, mogące stanowić podstawę do analizy karier równoległych. Podjęto decyzję, iż analiza trzech karier oparta będzie na wynikach dwóch badań retrospektywnych przeprowadzonych w Polsce w 1988 i 1991 roku. Wyniki tych badań uznano za komplementarne i stanowiące podstawę do konstrukcji wspólnej bazy danych do estymacji modeli. Utworzone bazy danych umożliwiają określenie: kohort urodzeniowych za lata 1900-1976, kohort małżeńskich i urodzeń za lata 1920-1991. Okres ten dotyczy głównie lat powojennych i gospodarki centralnie planowanej czyli lat 1946-1991. W rozdziale tym znalazło się omówienie takich zagadnień jak: metody zbierania danych użytecznych z punktu widzenia analizy historii zdarzeń, rodzaje baz danych, jak również utrudnienia powstające przy konstrukcji łączonych baz danych. Nowym aspektem przeprowadzonych studiów jest budowa i wykorzystanie połączonej bazy danych z dwóch przeprowadzonych w Polsce badań retrospektywnych 1988 i 1991.

Badanie karier równoległych zostało przeprowadzone z wykorzystaniem dwóch szkół w demografii: szkoły francuskiej wykorzystującej tradycyjną metodę nieparametryczną analizy historii zdarzeń – model ryzyk konkurencyjnych (rozdział III), oraz szkoły niemieckiej wykorzystującej teorię przyczynowości (rozdział IV).

W rozdziale trzecim wykorzystano modele analizy nieparametrycznej do poszukiwania skali zależności (jednostronna zależność, dwustronna zależność lub jej brak) oraz oceny zmian tej zależności w czasie. Modele ryzyk konkurencyjnych objęły zarówno modele oparte na przestrzeni dwuwymiarowej do badania karier parami czyli powiązań kariery rodzinnej i zawodowej, powiązań kariery rodzinnej i migracyjnej oraz powiązań kariery zawodowej i migracyjnej, jak również modele oparte na przestrzeni trójwymiarowej do badania trzech karier równocześnie. Istota modelu ryzyk konkurencyjnych wykorzystuje informacje o zdarzeniach, kolejności ich występowania oraz czasie wystąpienia zdarzenia. Metoda ryzyk konkurencyjnych wykorzystana w tej pracy opiera się na ujęciu nieparametrycznym.

Wskaźnik hazardu estymowany jest z wykorzystaniem metody nieparametrycznej – tradycyjnych tablic trwania życia a następnie zastosowane są odpowiednie testy do porównania oszacowanych wskaźników. Obserwacja prowadzona była o momentu zawarcia pierwszego związku małżeńskiego przez kobietę przez okres pierwszych 15 lat trwania związku.

W modelu uwzględniono tylko pierwsze urodzenia tj. urodzenie pierwszego dziecka po

zawarciu związku (jeśli dziecko przyszło na świat przed ślubem, to takie jednostki nie zostały

uwzględnione w analizie) w karierze rodzinnej, pierwszą migrację, jaka miała miejsce po

zawarciu związku w karierze migracyjnej oraz pierwszą zmianę stanu aktywności zawodowej, jaka miała miejsce po zawarciu związku w karierze zawodowej. Jeśli kobieta nie urodziła dziecka, nie doświadczyła migracji, lub nie doświadczyła zmiany stanu aktywności zawodowej aż do momentu, w którym przeprowadzone było badanie to jest sytuacja, w której jednostka taka pozostawała w zbiorze jednostek wystawionych na ryzyko doświadczenia zdarzenia do końca okresu obserwacji tj. 15 lat trwania związku lub do momentu badania, jeśli wystąpił przed upływem tego czasu to stanowi ona przypadek obserwacji obciętej.

W modelu dwuwymiarowym każdej jednostce z badanej kohorty przypisujemy dwuwymiarową zmienną losową (T

, T

) gdzie T

jest czasem oczekiwania na urodzenie pierwszego dziecka, a T

jest czasem oczekiwania na wystąpienie pierwszej migracji po zawarciu związku w przypadku badania karier rodzinnej i zawodowej. W przypadku badania kariery rodzinnej i zawodowej T

oznacza czas oczekiwania na urodzenie dziecka, a T

czas oczekiwania na pierwszą zmianę aktywności zawodowej po zawarciu związku. Dla karier zawodowej i migracyjnej będzie to oznaczać odpowiednio: T

– czas oczekiwania na pierwszą zmianę stanu aktywności zawodowej (czyli podjęcie lub utrata pracy) po zawarciu związku oraz T

– czas oczekiwania na wystąpienie migracji.

Następnym krokiem było określenie funkcji dożycia dwuwymiarowej zmiennej losowej (T

, T

), interpretowanej jako prawdopodobieństwo, że do czasu (t

, t

) żadne ze zdarzeń nie miało miejsca.

0 t , 0 t ), ,

( ) ,

( t

t

= P T

≥ t

T

≥ t

>

>

S . (1)

1 ) , ( t

t

=

S dla t

≤ 0 lub t

≤ 0 . (2)

Dwuwymiarową funkcję dożycia można rozpisać jako:

 



≤

= ≤

t t ), , (

t ), , ) (

, (

1 2 2

1 2

2 1 2

1 1 2

1

S t t

t t

t t S

t

S .

(3)

gdzie:

S

(t

, t

) – to prawdopodobieństwo, że zdarzenie „1” wystąpi po czasie t

, zdarzenie „2”

natomiast po czasie t

z zachowaniem warunku t

≤ t

, tzn. zdarzenie „1” wyprzedzi

wystąpienie zdarzenia „2”, czyli sytuacja, np. kiedy urodzenie dziecka wyprzedza wystąpienie

migracji w przypadku karier rodzinnej i migracyjnej;

28

S

(t

, t

) – to prawdopodobieństwo, że zdarzenie „1” wystąpi po czasie t

, zdarzenie „2”

natomiast po czasie t

z zachowaniem warunku t

≤ t

, tzn. zdarzenie „2” wyprzedzi wystąpienie zdarzenia „1”, czyli sytuacja np. kiedy wystąpienie migracji wyprzedza urodzenie dziecka w przypadku karier rodzinnej i migracyjnej.

Dysponując funkcją dożycia można wyznaczyć funkcje hazardu (intensywności) według kolejności wystąpienia badanych zdarzeń. Jeśli zmienne losowe T

i T

są niezależne, to brzegowe funkcje hazardu są równe funkcjom hazardu opisującym występowanie zdarzeń według kolejności. Jeśli warunek ten nie jest spełniony wówczas mówimy o występowaniu zależności pomiędzy tymi zdarzeniami.

W modelu trójwymiarowym każdej jednostce z badanej kohorty przypisujemy trójwymiarową zmienną losową (T

, T

,T

), gdzie T

jest czasem oczekiwania na urodzenie pierwszego dziecka w przypadku kariery rodzinnej; T

jest czasem oczekiwania na wystąpienie pierwszej migracji po zawarciu związku w przypadku kariery migracyjnej; T

jest czasem oczekiwania na wystąpienie pierwszej zmiany stanu aktywności zawodowej po zawarciu związku w przypadku kariery zawodowej. Następnym krokiem było określenie funkcji dożycia trójwymiarowej zmiennej (T

, T

, T

), interpretowanej jako prawdopodobieństwo, że do czasu (t

, t

, t

) żadne ze zdarzeń nie miało miejsca:

0 , 0 , 0 ), ,

, ( ) , ,

( t

t

t

P T

t

T

t

T

t

t

t

t

S . (4)

1 ) , ,

( t

t

t

S dla t

0 lub t

0 lub t

0 . (5)

Trójwymiarową funkcję dożycia można zapisać dla zdarzeń pierwszej kolejności drugiej i trzeciej. Dysponując funkcją dożycia można wyznaczyć funkcje hazardu (intensywności) według kolejności wystąpienia zdarzeń.

Jeśli zmienne losowe T

, T

i T

są niezależne, to brzegowe funkcje hazardu są równe funkcjom hazardu opisującym występowanie zdarzeń według kolejności, jeśli natomiast warunek ten nie jest spełniony oznacza to, że zmienne są zależne.

Analiza przeprowadzona z wykorzystaniem modelu ryzyk konkurencyjnych jest analizą statyczną związaną z podejściem systemowym (szkoła francuska). Pozwala ona na określenie typu zależności pomiędzy zdarzeniami z tych karier: obustronnej, jednostronnej lub jej braku.

Natomiast zastosowanie tablic Kaplana-Meiera stanowi wstęp do dalszej analizy

parametrycznej i semiparametrycznej ukierunkowanej na podejście przyczynowo-skutkowe