DETERMINANTY POKLESU SŇATEČNOSTI V DEVADESÁTÝCH LETECH DVACÁTÉHO STOLETÍ V ČESKÉ REPUBLICE* Tomáš Katrňák (katrnak@fss.muni.cz) verze 16. 9. 2003 (vyjde v Demografii 2004, č. 1) (necitujte prosím bez svolení autora) * Napsání této stati bylo podpořeno grantem GAČR 403/01/1099 ,,Veřejnost, demografické procesy a populační politika ­ Česká republika 2001". Za konzultaci některých statistických výpočtů děkuji Martinu Kreidlovi. 2 Když populace západní Evropy procházely podobnou proměnou demografického chování jakou v devadesátých letech dvacátého století prochází populace České republiky, Peter Berger a Hansfried Kellner (1964) tenkrát v závěru svého slavného článku konstatovali, že mladí lidé neuzavírají manželství proto, že by jim sňatek a rodina přestaly cokoli říkat, ale spíše proto, že manželství je pro ně natolik důležitou institucí, že jej nechtějí uzavřít s kýmkoliv. Partnera si mladí lidé pečlivě vybírají, rozvážně plánují, zdali a kolik budou mít dětí a navíc, pokud nejsou v manželství zcela spokojeni, bez problémů se rozvádějí a hledají si partnera, který jim bude více vyhovovat. Dnes už asi nezjistíme, nakolik byl tento závěr poznamenán osobním přesvědčením autorů a nakolik se v něm obrážela skutečnost. Faktem ovšem zůstává, že podobné demografické změny, které byly v západní Evropě do jisté míry podmíněny kulturně a probíhaly pozvolna, jsou v české populaci kondenzovány do několika málo let a jejich rychlost překvapila nejednoho prognostika. Vedle poklesu porodnosti a nárůstu nemanželských dětí roste v české populaci v devadesátých letech především počet lidí, jež zůstávají svobodní. Zatímco v roce 1989 uzavřelo sňatek 73% mladých lidí (věková skupina 20-35 let) a pouze 27% z nich zůstalo svobodných, v roce 2001 v té samé věkové skupině již najdeme stejný podíl svobodných jako těch, jež se rozhodli pro manželství (viz graf 1). Tato skutečnost ovšem neznamená, že mladí lidé nemají partnery a partnerky, nebo že nežijí v nesezdaných soužitích. Jak jsem ukázal na jiném místě (Katrňák, 2002), změny v demografickém chování české populace doprovází proměna české rodiny od jedné normy párového soužití k pluralitě norem. Společnost, v níž byla legitimní jedna verze partnerského soužití, se proměňuje do společnosti, v níž se více verzí stává nejen legitimními, ale také žádoucími. Mladé lidé se pak mnohem více než kdy v minulosti rozhodují o způsobu partnerského soužití, přičemž uzavření sňatku je pouze jednou z palety možností, mezi nimiž se rozhodují. zde vlož graf 1 Tato stať testuje hypotézu, že z hlediska sňatečnosti česká populace prochází po roce 1989 stejnou změnou, jíž prošly o tři desetiletí dříve západoevropské populace, a kterou někteří autoři (srov. např. Rabušic, 1996, 1997, 2001; Možný, Rabušic, 1998) uchopují termínem druhá demografická tranzice.1 Podle této hypotézy by v české 1 Původní význam tohoto termínu, v širším slova smyslu konceptualizujícího demografické změny v polovině šedesátých let v západoevropských zemích a v užším slova smyslu označujícího pokles porodnosti pod míru reprodukovatelnosti obyvatelstva, viz van de Kaa (1994, 2003). 3 společnosti neměli uzavírat sňatky (a neměli zakládat případné rodiny) především mladí vzdělaní lidé, kteří díky svému vzdělání, hodnotové orientaci a možnostem na trhu práce volí jiné typy partnerského soužití než je manželský svazek, protože více vyhovují jejich životnímu stylu, úhlu pohledu na svět a celkovému pojetí života. Tento článek se tedy zabývá proměnou vlivu determinantů na uzavření sňatku v průběhu devadesátých let a pokouší se odpovědět na otázku, zdali to jsou především mladí vzdělaní lidé, kteří na rozdíl od méně vzdělaných lidí, rozšiřují skupinu svobodných v české společnosti. Data, jejich deskripce a způsob analýzy Data, která budeme analyzovat, pocházejí ze Sčítání lidu, domů a bytů z roku 1991 a 2001 (viz tabulka 1). Údaje zobrazené grafem 1 v roce 1991 (73% mladých lidí, kteří uzavřeli sňatek, oproti 27% lidí, jež zůstali svobodní) a v roce 2001 (50% mladých, kteří uzavřeli sňatek, oproti 50%, jež zůstali svobodní) zachycuje poslední řádek tabulky 1. Každý vyšší řádek v tabulce pak tyto údaje rozkládá podle jednotlivých proměnných. Rozdíly v tabulkových podílech naznačují, že z hlediska pohlaví mezi lety 1991 a 2001 přibylo o něco více svobodných žen než mužů (rozdíl 25% : 23%), z hlediska pohlaví a věku přibylo nejvíce svobodných žen v nejmladší věkové skupině, a z hlediska pohlaví, věku a vzdělání je největší nárůst svobodných u vysokoškolsky vzdělaných žen v mladších věkových skupinách (ve věku 20-24 let je rozdíl 48%, ve věku 25-29 let je tento rozdíl 34%) a vysokoškolsky vzdělaných mužů rovněž v mladších věkových skupinách (ve věku 20-24 let je rozdíl 35%, ve věku 25-29 let je tento rozdíl 34%). V nejstarší věkové skupině (30-35 let) nárůst svobodných pak není mezi roky 1991 a 2001 tak dramatický a jeho velikost je oproti mladším věkovým skupinám podle vzdělání poměrně vyrovnaná. zde vlož tabulku 1 (celá stránka) Abychom zjistili efekt jednotlivých proměnných na rozhodnutí člověka uzavřít sňatek, použijeme jako analytický nástroj logistickou regresi. Vysvětlovanou (závisle) proměnnou bude rodinný stav člověka (0 svobodný, 1 uzavřel/a sňatek) a vysvětlujícími (nezávisle) proměnnými budou rok (1 1991, 2 2001), pohlaví (1 muž, 2 žena), věk (1 20- 24 let, 2 25-29 let, 3 30-35 let) a vzdělání (1 základní, 2 vyučen/a, 3 středoškolské, 4 vysokoškolské). Na podkladě odhadnutého a nejlépe sedícího logitového modelu na data pak budeme moci rozpoznat strukturu dat, identifikovat vliv jednotlivých nezávisle 4 proměnných na variaci závisle proměnné a nakonec i ukázat, jak se tento vliv změnil mezi roky 1991 a 2001. Zjištění a interpretace Koeficienty tří odhadnutých logitových modelů představuje tabulka 2.2 Model (1) obsahuje hlavní efekty nezávisle proměnných a nepředpokládá změnu vlivu vysvětlujících proměnných na vysvětlovanou proměnnou v čase. Další dva modely vycházejí z tohoto modelu, přičemž se od něj liší počtem interakcí,3 které k němu přidávají. Model (2) obsahuje navíc interakci mezi rokem a pohlavím (předpoklad, že efekt času poznamenal uzavírání sňatků u mužů a žen), interakci mezi rokem a věkem (předpoklad, že efekt času poznamenal věk, kdy člověk uzavírá sňatek) a interakci mezi rokem a vzděláním (předpoklad, že čas ovlivnil počet lidí podle vzdělaní, kteří vstupují do manželství). Model (3) obsahuje ještě navíc interakci mezi věkem a vzděláním a interakci mezi pohlavím a vzděláním a předpokládá, že jednak věk ovlivňuje vzdělání a jednak pohlaví vzdělanostní stupeň, který člověk získá. zde vlož tabulku 2 Jelikož se jedná o vyčerpávající šetření, nemůžeme při volbě nejvhodnějšího modelu použít testovací kritéria statistické inference. Nicméně to neznamená, že bychom měli na techniku logistické regrese rezignovat a zjištění, které přináší, nebrat v potaz. Pro použití logistické regrese v našem případě existují tři důvody. Za prvé: máme agregovaná data uspořádaná do tabulky o pěti rozměrech (rok, pohlaví, věk, vzdělání a rodinný stav). Vztahy mezi jednotlivými proměnnými v takovém 2 Z hlediska interpretace jsou pro nás v logistické regresi nejsměrodatnější vedle regresních koeficientů (b) především exponenciované koeficienty (eb ), které interpretujeme jako poměry šancí, a jejich procentuální vyjádření (%). Exponenciované koeficienty mohou nabývat hodnot od 0 do . Přitom hodnota 1 znamená, že se s proměnou nezávisle (vysvětlující) proměnné o jeden stupeň nemění šance na změnu v závisle (vysvětlované) proměnné. Hodnoty větší než 1 u nezávisle proměnné znamenají vyšší šance na proměnu v závisle proměnné a hodnoty menší než 1 u nezávisle proměnné pak nižší šance na proměnu závisle proměnné (% v tabulce pak ukazují ten samý údaj, ovšem v procentuálním vyjádření). Poměr šancí vyjádřený jako 1/eb znamená vliv kontrastní varianty nezávisle proměnné na závisle proměnnou a jeho interpretace je stejná. Pozoruhodnou vlastností logistické regrese přitom je, že efekt poměru šancí zůstává konstantní bez ohledu na velikost hodnot kovariátů v rovnici (více k tomu srov. Long, 1997; Powers, Xie, 2000; Long, Freese, 2001; Hosmer, Lemeshow, 2001; Gould, 2000). Odhady všech modelů jsem provedl v programu STATA. Dofiles a vstupní soubory poskytnu na požádání (katrnak@fss.muni.cz). 3 Obecně řečeno, interakce mezi dvěma vysvětlujícími proměnnými znamená, že vliv jedné proměnné není stejný podle druhé proměnné. Variace druhé vysvětlující proměnné ovlivňuje vliv první vysvětlující proměnné na vysvětlovanou proměnnou. 5 případě klasickými koeficienty asociace nemůžeme postihnout. Musíme odhadnout model, který ukáže strukturu dat. Za druhé: kdybychom předpokládali, že česká populace je reprezentativním výběrem ze souboru podobných populací, například populací zemí bývalého sovětského bloku, což s ohledem na podobnost a intenzitu demografických, sociálních a politických trendů, k nimž ve všech postsocialistických zemích v průběhu devadesátých let dochází, předpokládat můžeme, pak testové statistiky význam mají a jejich velikost nás opravňuje pro volbu toho nejvhodnějšího modelu. A za třetí: i když při výběru nejvhodnějšího modelu spoléhání se na testovací kritéria není ve skutečnosti zdůvodněné, přesto lze intuitivně na podkladě změn distribucí vysvětlujících proměnných v průběhu devadesátých let rozhodnout, které vztahy mezi nimi by v modelech neměly scházet a které naopak nejsou substantivně příliš významné. Když vyjdeme z modelu (1), který obsahuje hlavní efekty nezávisle proměnných, a zajímá-li nás proměna vlivu nezávisle proměnných na variaci závisle proměnné, tak by v modelu neměla chybět interakce času a ostatních vysvětlujících proměnných (model 2). Dále bychom neměli opomenout interakci mezi věkem a vzděláním, která kvůli hierarchicky uspořádanému vzdělanostnímu systému podle věku je nabíledni a interakci mezi pohlavím a vzděláním, protože vzdělanostní kategorie nejsou v české populaci z hlediska pohlaví rovnoměrně obsazeny (model 3). Přidání další interakce mezi pohlavím, věkem a vzděláním, jež rozložení dat v tabulce může ještě smysluplně ovlivňovat, již velikosti odhadnutých koeficientů prakticky neproměnilo (pouze přiblížilo velikost testovacích kritérií k jejich hodnotám u saturovaného modelu), a proto jsem se rozhodl data interpretovat na základě modelu (3). Podle interakce mezi rokem a pohlavím v tomto modelu efekt pohlaví na uzavření sňatku v průběhu devadesátých let oslabil. Počet žen, jež se vdávají, vzhledem k počtu mužů, kteří se žení, mezi roky 1991 a 2001 poklesl o 19% a počet mužů, kteří se žení, vzhledem k počtu žen, jež se vdávají, naopak mezi těmito lety vzrostl o 23% (vypočítáno jako 1/eb ). Interakce mezi rokem a věkem přinášejí stejné zjištění jako demografická data o sňatečnosti: mladí lidé v České republice posouvají uzavření sňatku do pozdějšího věku. Konkrétně to znamená, že šance na uzavření sňatku ve věku 25 až 29 let vzrostla vzhledem k věku 20 až 24 let mezi roky 1991 a 2001 o 42% a ve věku 30 až 35 let vzhledem k věku 20 až 25 let dokonce o 145% (šance uzavřít sňatek naopak v nejmladší věkové skupině vzhledem ke skupině 25 až 30 let v tomto období poklesla o 30% a vzhledem k nejstarší věkové skupině poklesla o 60% (rovněž vypočítáno jako 1/eb )). A 6 konečně interakce mezi rokem a vzděláním ukazují, že se mezi roky 1991 a 2001 u každého vyššího vzdělanostního stupně vzhledem k základnímu vzdělání šance uzavřít sňatek přímo úměrně snížily (u lidí vyučených o 7%, u lidí středoškolsky vzdělaných o 23% a u lidí vysokoškolsky vzdělaných o 30%). Rozrůstající se skupinu svobodných lidí v české populaci v devadesátých letech tvoří tedy lidé mladší, s vyšším vzděláním a podíl žen se v ní postupně přibližuje podílu mužů. Nelze ovšem předpokládat, že by tito mladí svobodní a vzdělaní lidé nežili v partnerském svazku. Partnery a partnerky mají, váhají pouze uzavřít sňatek. V roce 20014 sice polovina české populace (51.3%) preferovala život v manželství, nicméně celá třetina (30.1%) a v ní především lidé mladší preferovali před uzavřením sňatku život v nesezdaném soužití (graf 2).5 Tyto údaje naznačují, že mladí vzdělaní lidé, kteří jsou v české populaci zatím svobodní, se sice manželství jako způsobu partnerského soužití zcela nezříkají, nicméně jej chtějí uzavřít až poté, co si společný život s partnerem vyzkoušejí. Bergerova a Kellnerova (1964) hypotéza, jíž jsme tento článek otevřeli, o manželství jako pečlivě zváženém rozhodnutí, které je oproštěno od emocí a partneři je dělají po určité společně strávené době, se zdá být nosnou pro mladé svobodné v devadesátých letech v české populaci. Samozřejmě, že nemalá část mladých lidí právě kvůli společnému soužití s partnerem sňatek nikdy neuzavře a zůstane trvale svobodná. Nicméně jejich racionální postoj k manželství, související s celkovou proměnnou jejich demografického chování po roce 1989, se zdá být tím, co je odlišuje od předchozích generací mladých lidí v české společnosti. zde vlož graf 2 Závěr V úvodu této stati jsme představili pokles sňatečnosti a nárůst svobodných v mladých věkových skupinách, k nimž dochází v průběhu devadesátých let v české populaci, a položili jsme si otázku, co jsou to za lidé, kteří neuzavírají sňatky a rozšiřují řady svobodných. Konkrétně jsme zjišťovali efekty vybraných faktorů mezi roky 1991 a 2001 na uzavření sňatku. Odhadli jsme logitový model pro vícerozměrná agregovaná data 4 Údaje pocházejí z reprezentativního výzkumu Druhý evropský výzkum možných účinků populační politiky ČR 2001, krátce PPA2. Data byla sebrána na vzorku 1094 respondentů na přelomu října a listopadu v roce 2001. 5 Ve stejném výzkumu třetina české populace (28,8%) považovala nárůst nesezdaných párů za dobrý trend. K podobnému závěru o přijatelnosti nesezdaného soužití v české populaci, ovšem na odlišných datech, došla rovněž Hamplová a Pikálková (2002). 7 z celé české populace a konstatovali jsme, že v průběhu devadesátých let dvacátého století z determinant uzavření sňatku oslabuje efekt ženského pohlaví a naopak posiluje efekt mužského pohlaví, posiluje vliv vyššího věku a výrazněji oslabuje efekt středoškolského a především vysokoškolského vzdělání. Jsou to mladí, vysokoškolsky vzdělaní lidé (spíše ženy), kteří v průběhu devadesátých let v české populaci neuzavírají sňatky. Hypotézu o druhé demografické tranzici, podle níž mladí vzdělaní lidé preferují před manželstvím spíše jiné typy partnerského soužití, jež více vyhovují jejich hodnotové orientaci, jejich názorům a individuální realizaci na trhu práce, se nám nepodařilo vyvrátit. Navíc naše analýza ukázala rostoucí efekt diferenciace ve sňatkovém chování podle vzdělanostních skupin v průběhu devadesátých let. Od nynějška bychom proto v analýzách sňatečnosti neměli opomíjet sociální strukturu a spíše než o sňatečnosti celé populace hovořit o sňatečnosti jednotlivých vzdělanostních skupin. Literatura Berger, L. Peter; Hansfried Kellner: ,,Marriage and the Construction of Reality." Diogenes 46 (1964), str. 1-23. Gould, William: ,,Interpreting logistic regression in all its form." Stata Technical Bulletin STB 53, 2000, str. 19-29. Hamplová, Dana; Simona Pikálková: ,,Manželství, nesezdaná soužití a partnerský vztah:" In: Zdenka Mansfeldová, Milan Tuček: Současná česká společnost: sociologické studie. SOÚ, Praha 2002, str. 127-147. Hosmer, W. David; Stanley Lemeshow: Applied Logistic Regression. (2nd Edition), Wiley, New York 2001. Katrňák, Tomáš: ,,Proměny české rodiny v devadesátých letech." In: Vladimír Smékal, Petr Macek (Ed.): Utváření a vývoj osobnosti: Psychologické, sociální a pedagogické aspekty. Barrister & Principal, Brno 2002, str. 227-246. Long, J. Scott: Regression Models for Categorical and Limited Dependent Variables. Sage, Thousand Oaks 1997. Long, J. Scott; Jeremy Freese: Regression Models for Categorical Outcomes Using Stata. Stata Press, College Station 2001. Možný, Ivo; Ladislav Rabušic: Česká rodina, sňatkový trh a reprodukční klima. In: Jiří Večerník (Ed.): Zpráva o vývoji České společnosti. Academia, Praha 1998, str. 92-110. Pohyb obyvatelstva v roce 1989 až 2000. ČSÚ, Praha 1999 až 2001. Powers A. Daniel, Yu Xie: Statistical Methods for Categorical Data Analysis. Academic Press, San Diego 2000. Rabušic, Ladislav: ,,O současném vývoji manželského a rodinného chování v České republice." Demografie 38, 1996, č. 3, str. 173-180. Rabušic, Ladislav: ,,Polemicky k současným změnám charakteru reprodukce v ČR (sociologická perspektiva v demografii)." Demografie 39, 1997, č. 2, str. 114-119. Rabušic, Ladislav: Kde ty všechny děti jsou? Porodnost v sociologické perspektivě. Slon, Praha 2001. Sčítání lidu, domů a bytů v roce 1991. Český statistický úřad, Praha 2003 (agregovaná data). 8 Sčítání lidu, domů a bytů v roce 2001. Český statistický úřad, Praha 2003 (agregovaná data). van de Kaa, Dirk: ,,The Second Demographic Transition Revisited: Theories and Expectations." In. Beets, Gijs et al. (Eds.): Population and Family in the Low Countries 1993. Swets & Zeitlinger, Amsterdam 1994, str. 81-126. van de Kaa, Dirk: ,,Demographies in Transition: An Essay on Continuity and Doscontinuity in Value Change." In. Irena E. Kotowska; Janina Jóźwiak (Eds.): Population of Central and Eastern Europe. Challenges and Opportunities. Statistical Publishing Establishment, Warsaw 2003, str. 641-663. 9 557334 555963 572723 605973 662301 742985 829636 916048 995924 1073158 1145411 1197606 1164725 1534997 1521979 1478899 1460843 1444824 1430342 1407911 1379587 1351468 1307114 1255678 1212753 1180260 0 10 20 30 40 50 60 70 80 procenta 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001* sňatek svobodní/é roky Graf 1. Lidé, kteří se rozhodli pro sňatek, versus svobodní a svobodné ve věkové skupině 20-35 let v letech 1989-2001 v ČR (v procentech) Poznámka: Velikost sloupce označuje podíl, čísla ve sloupcích a nad sloupci jsou absolutními počty. V kategorii sňatek jsou lidé, kteří se rozhodli uzavřít sňatek, tedy ženatí a vdané, rozvedení a rozvedené a vdovci a vdovy. Údaje z roku 2001 jsou označeny *, protože pocházejí ze Sčítání lidu, domů a bytů, zatímco předchozí údaje pocházejí z Pohybů obyvatelstva. Pramen: Pohyb obyvatelstva 1989 až 2000, Sčítání lidu, domů a bytů v roce 2001. 10 Tabulka 1. Rodinný stav obyvatelstva ve vzdělanostních skupinách podle pohlaví a věku v roce 1991 a v roce 2001 v České republice rok 1991 rok 2001 Rodinný stav Rodinný stav Věk Pohlaví Vzdělání svobodní % sňatek % svobodní % sňatek % nárůst svobodných v% 20-24 muži základní 20 321 66 10 643 34 30 964 32 430 88 4 270 12 36 700 22 vyučen 111 684 63 66 326 37 178 010 156 426 87 23 520 13 179 946 24 sš 91 569 73 34 111 27 125 680 181 589 95 10 018 5 191 607 22 vš 6 695 60 4 538 40 11 233 13 098 95 713 5 13 811 35 ženy základní 9 580 31 21 243 69 30 823 21 341 68 10 037 32 31 378 37 vyučena 33 777 26 94 803 74 128 580 69 257 64 39 376 36 108 633 38 sš 68 334 42 93 593 58 161 927 206 435 83 41 341 17 247 776 41 vš 3 764 39 5 837 61 9 601 14 849 87 2 146 13 16 995 48 25-29 muži základní 12 783 40 19 186 60 31 969 18 001 63 10 572 37 28 573 23 vyučen 40 338 24 131 511 76 171 849 107 571 50 109 872 50 217 443 26 sš 24 650 26 69 123 74 93 773 76 785 56 60 361 44 137 146 20 vš 16 332 34 31 542 66 47 874 32 576 68 15 440 32 48 016 34 ženy základní 5 366 13 35 352 87 40 718 9 850 36 17 208 64 27 058 23 vyučena 8 380 7 108 842 93 117 222 38 041 24 123 927 76 161 968 17 sš 14 463 11 122 946 89 137 409 59 129 33 120 268 67 179 397 22 vš 7 154 19 30 938 81 38 092 24 432 53 21 917 47 46 349 34 30-34 muži základní 10 598 31 23 988 69 34 586 8 692 40 13 150 60 21 842 9 vyučen 24 528 14 157 620 86 182 148 38 855 23 128 273 77 167 128 9 sš 8 510 12 65 094 88 73 604 23 547 22 82 541 78 106 088 10 vš 6 413 13 42 708 87 49 121 12 769 27 34 305 73 47 074 14 ženy základní 4 184 7 57 516 93 61 700 4 251 17 20 455 83 24 706 10 vyučena 4 152 3 116 821 97 120 973 10 050 8 113 036 92 123 086 5 sš 5 995 5 105 398 95 111 393 13 332 9 127 992 91 141 324 4 vš 3 592 10 33 358 90 36 950 6 954 17 34 037 83 40 991 7 muži 374 421 36 656 390 64 1 030811 702 339 59 493 035 41 1 195374 23 ženy 168 741 17 826 647 83 995 388 477 921 42 671 740 58 1 149661 25 543 162 27 1483037 73 2 026199 1180260 50 1164725 50 2 345035 23 Poznámka: Kategorie sňatek v proměnné rodinný stav označuje rozhodnutí pro manželský život a obsahuje stav vdaná/ženatý, rozvedená/rozvedený, vdovec/vdova. Pramen: Sčítání lidu, domů a bytů v roce 1991 a 2001 (datové soubory). Výpočty provedl ing. Josef Škrabal, Český statistický úřad, Praha 2003. 11 Tabulka 2. Odhadnuté logitové modely pro uzavření sňatku podle pohlaví, věku a vzdělání mezi roky 1991 a 2001 v České republice model(1) model(2) model(3) proměnná b z eb (%) b z eb (%) b z eb (%) konstanta -1.07 -230 -1.01 -162 -0.65 -76 2001 rok -1.32 -525 0.27 -73 -1.46 -157 0.23 -77 -1.39 -155 0.25 -75 žena 1.16 463 3.17 217 1.30 338 3.66 266 1.48 184 4.40 340 25-29 věk 1.83 652 6.21 520 1.65 389 5.18 418 1.05 112 2.90 190 30-34 věk 3.00 870 20.02 1902 2.41 479 11.09 1009 1.56 155 4.75 374 vyučení 0.56 125 1.75 75 0.56 91 1.75 75 0.20 23 1.23 23 sš 0.12 27 1.13 13 0.17 27 1.18 18 -0.33 -35 0.72 -28 vš -0.18 -32 0.84 -16 0.06 8 1.07 7 -0.10 7 1.11 11 2001 X žena -0.22 -44 0.80 -20 -0.22 -42 0.81 -19 2001 X 25-29 0.40 69 1.49 49 0.35 61 1.42 42 2001 X 30-35 1.02 148 2.76 176 0.90 128 2.45 145 2001 X vyučení -0.06 -7 0.94 -6 -0.08 -9 0.93 -7 2001 X sš -0.13 -15 0.88 -12 -0.26 -30 0.77 -23 2001 X vš -0.45 -40 0.64 -36 -0.36 -33 0.70 -30 25-29 X vyučení 0.51 50 1.66 66 25-29 X sš 0.93 91 2.54 154 25-29 X vš 0.17 11 1.19 19 30-35 X vyučení 0.69 63 2.00 100 30-35 X sš 1.40 122 4.04 304 30-35 X vš 0.82 50 2.26 126 žena X vyučení -0.14 -2 0.99 -1 žena X sš -0.25 -29 0.78 -22 žena X vš -0.70 -64 0.50 -50 X2 67 234.6 36 985.5 4 204.3 G2 64 627.3 36 288.9 4 190.1 df 40 34 25 Log L -2 156 030.6 -2 141 861.4 -2 125 812 Model 2 1 550 790.3 1 579 128.7 1 611 227.5 df 2 7 13 22 BIC -62 526 414.3 -62 554 661 -62 586 622.1 Poznámka: X2 je Pearsonův chí-kvadrát a G2 je poměr maximální věrohodnosti. Obě statistiky s ohledem na d.f. (stupně volnosti, z anglického degress of freedom), což je v tomto případě počet omezení, ukazují, jak dobře odhadnutý model predikuje pozorovaná data, neboli nakolik se liší od saturovaného modelu (model, který obsahuje všechny varianty, jež strukturu dat ovlivňují). Log L a model 2 jsou statistiky, které s ohledem na d.f., což je v tomto případě počet proměnných, srovnávají sednutí odhadnutého modelu na data se sednutím nulového modelu na data (všechny parametry s výjimkou konstanty jsou rovny 0). BIC je Bayesovské informační kritérium, obecně platí, že čím nižší zápornou hodnotu má, tím lépe odhadnutý model reprodukuje pozorovaná data. 12 0 ,2% 0 ,8% 3 ,7% 6 ,8% 7 % 3 0,1% 5 1,3% 0 100 200 300 400 500 600 Jiné Bydlet v jednom bytě s přáteli Sám/sama Žít spolu nesezdaně Nebydlet s partnerem Žít spolu, později se vzít Manželský svazek Graf 2. Preference partnerského soužití 50 a více 3 0-49 let 18-29 let Pramen: PPA2 (2001)