STATI Stabilita koresidenčních partnerství po narození prvního dítěte: zesílil po roce 1989 „ochranný efekt manželství"?* MARCELA TRÁVNÍČKOVÁ, MARTIN KREIDL** Fakulta sociální studií, Masarykova univerzita, Brno The Stability of Co-residential Partnerships after First Birth: Did the 'Protective Effect of Marriage' Increase after 1989? Abstract: This article investigates the stability of co-residential partnerships after first birth in the Czech Republic. It explores the 'marriage premium', which refers to the advantage that children born to married parents have in comparison to other parental arrangements, and also highlights change in the "marriage premium" after 1989. The analysis also examines the effect of marriage timing: Does the marriage premium differ between pre-birth and postbirth marriages? Did the effect of timing also change after 1989? The analysis is based on Czech GGS (Generations and Gender Survey) data from 2005. Direct marriages are the most stable unions, cohabitations are the least stable. Among couples who were not married, the odds of dissolution increased by 142 per cent (in comparison to marriages without pre-marital cohabitation). This 'marriage premium' increased after 1989. Marriage timing has come to play an increasingly important role. In the pre-1989 marriage cohort, pre-birth and post-birth marriage had the same stabilising effect. After 1989, however, pre-delivery wedding stabilises unions more than post-delivery legitimising marriages. We conclude that the era of highly individualised partnership choices has clearly shone a light on the consequences of these choices for subsequent union stability. Keywords: marriage, cohabitation, coresident partnership, union instability Sociologický časopis / Czech Sociological Review, 2023, Vol. 59, No. 1: 3-30 https://doi.org/10.13060/csr.2023.001 * Tato stať vznikla s finanční podporou Grantové agentury ČR (proj. č. 20-12364S). ** Veškerou korespondenci posílejte na adresu: Mgr. Marcela Trávníčková, prof. Martin Kreidl, Ph.D., Fakulta sociální studií, Masarykova universita, Joštova 10, 602 00 Brno, e-mail: travnickovamarcela@gmail.com, kreidlm@fss.muni.cz. © Sociologický ústav AV ČR, v. v. i., 2023 © Autoři, 2023 o Sociologický časopis / Czech Sociological Review, 2023, Vol. 59, No. 1 Úvod V sociologické i demografické literatuře panuje široká shoda na tom, že pro dítě je - za jinak stejných podmínek - výhodnější, p o k u d vyrůstá v manželské rodině svých biologických rodičů [McLanahan, Sawhill 2015; Ribar 2015; Torche, Abufhele 2021]. Manželská rodina je - přinejmenším v průměru za celou populaci - pro dítě vhodnější než rodina kohabitujících rodičů [Manning 2015; Popenoe 2009] i než rodina rekonstituovaná (např. s jedním vlastním a jedním nevlastním rodičem [viz Heintz-Martin, Langmeyer 2020; Raley, Sweeney 2020] nebo rodina jen s jedním rodičem [Hastings, Schneider 2021]. Ochranný efekt manželství v anglosaské literatuře v posledních letech často nazývaný „manželskou prémií" [Torche, Abufhele 2021] - je možné ilustrovat i na negativních efektech, které na děti mají přechody o d rodičovské rodiny k jiným uspořádáním [Amato 2000; Bernardi, Radl 2014; Hárkonen, Bernardi, Boertien 2017; Kreidl, Stípková, Hubatková 2017]. V tomto textu analyzujeme - s použitím českých retrospektivních dat - stabilitu rodičovského páru p o narození prvního dítěte. Důraz na (ne)stabilitu partnerství p o narození dítěte doplňuje dřívější analýzy partnerské nestability, které se zaměřovaly na všechna manželství/partnerství o d jejich v z n i k u [např. Fučík 2018; Pakosta 2008; Šprocha 2021; Šťastná 2005; Trávníčkové, Kreidl 2021]. V našem výzkumu zdůrazňujeme odlišnosti mezi páry s ohledem na povahu jejich svazku. První otázka, kterou si klademe, je popisná. Chceme ukázat, jaká je (ne) stabilita koresidenčních partnerství p o narození prvního dítěte a jak se liší podle kontextu. Zejména nás zajímá, jaká je role manželství ve srovnání s nesezdaným soužitím. Předpokládáme, že nesezdané soužití bude zvyšovat riziko rozpadu vztahu, a to jak v případě, že pár bude žít v kohabitaci na začátku vztahu (oproti přímému manželství), tak v případě, že nesezdaný bude i v době narození prvního dítěte (oproti uzavření manželství před narozením dítěte) [např. Žilinčíková 2017]. V tradici sociologické teorie životní dráhy [Pařízková 2012] chceme rovněž ukázat, jaké jsou důsledky odlišného řazení událostí v životě lidí. Pokud rodiče uzavřeli manželství, klademe druhou otázku: Závisí stabilita partnerství i na pořadí porodu a svatby? Třetím cílem naší analýzy je ukázat, jak se partnerská nestabilita a význam řazení životních tranzicí proměňují v závislosti na širším společenském kontextu. Rok 1989 v tomto případě představuje mezník, který odděluje pozdní socialismus (dobu charakteristickou vysokou mírou univerzality životních událostí a standardizace životních drah [viz Fialová 2006; Rabušic, Možný 1998]) o d doby masivního rozšíření nových jevů ve sféře partnerského života a jejich rostoucí provázanosti s individuálními statusy, postoji a preferencemi [viz např. Hamplová 2007; Hasmanová Marhánková, Kreidl 2012; Hašková 2014; Možný, Rabušic 1992; Sobotka, Toulemon 2008; Stípková 2015]. Obecně lze očekávat, že p o roce 1989 poklesne stabilita koresidenčních vztahů. Společenské změny p o roce 1989 m i m o jiné indikují, že jednotlivé tranzice a jejich načasování b u d o u mít - díky svému propojení s měřenými i neměřenými charakteristikami lidí - stále zásad- 4 Stati nější dopad na pozdější životní dráhu. Ukázat, z d a k této proměně došlo, je čtvrtým cílem naší analýzy. Očekáváme, že stabilita rodičovských partnerství bude po roce 1989 silněji záviset na konkrétní podobě předchozí partnerské dráhy ro­ dičů. Stabilita koresidenčních partnerství: podobnosti, rozdíly a jejich vysvětlení Vztahy kohabitujících rodičů jsou v průměru méně stabilní než vztahy manželské [Heuveline, Timberlake, Furstenberg 2003; Kiernan 2002; Liefbrer, Dourleijn 2006]. Negativní vliv kohabitace přetrvává, i p o k u d jsou ve vztahu děti [Manning 2015; Popenoe 2009; Žilinčíková 2017; Zartler 2021]. Často se proto v literatuře mluví o „ochranném efektu manželství" nebo o „manželské prémii" [Craigie, Brooks-Gunn, Waldfogel 2012; Kearney, Levine 2017; Torche, Abufhele 2021]. Dále bylo opakovaně zjištěno, že manželství, kterým předcházelo nesezdané soužití, jsou méně stabilní než manželství přímá [Axinn, Thornton 1992; Lillard, Brien, Waite 1995; Liefbrer, Dourleijn 2006; Jose, O'Leary, Moyer 2010]. Vysvětlení těchto odlišností nabízí výzkumníci pomocí dvou perspektiv: perspektivy selekce a perspektivy zkušenosti. Podle perspektivy selekce mají lidé kohabitující před svatbou odlišné charakteristiky než lidé, kteří spolu před svatbou nežili. M e z i takové měřitelné charakteristiky patří například nižší vzdělání, rozvedení rodiče nebo nižší religiozita [Dush, Cohan, Amato 2003; Hárkonen, Brons, Dronkers 2021]; uvádí se nicméně, že se lidé volící předmanželskou kohabitaci m o h o u odlišovat i v řadě neměřených charakteristik. Z této teorie lze odvodit, že by se postupně - s větším rozšířením a společenským přijetím nesezdaných soužití - měl negativní vliv předmanželského nesezdaného soužití na manželskou nestabilitu oslabovat. Kohabitace se postupem doby stává méně selektivní a kohabitující páry jsou - s ohledem na jejich měřitelné i neměřitelné charakteristiky - stále méně a méně odlišné o d jiných párů. Předmanželské nesezdané soužití zřejmě přestává být rizikovým faktorem rozchodu [Reinhold 2010].1 Komplementárním jevem je narůstající selektivita přímého manželství, které v této fázi populačního vývoje volí hodnotově i statusově specifické kategorie osob; stabilita přímých manželství tedy postupně narůstá [Liefbroer, Dourleijn 2006; Brown, Manning, Payne 2017]. Perspektiva zkušenosti předpokládá, že nesezdané soužití působí na partnery způsobem, který podkopává kvalitu pozdějšího manželství a sílu partnerského závazku [Dush, Cohan, Amato 2003]. Kohabitace například zvyšuje toleranci k rozvodu [Kreidl, Žilinčíková 2021] a snižuje religiozitu partnerů [Axinn, 1 Tato hypotéza dosáhla dílčího potvrzení například na datech z USA, kdy v manželské kohorte po roce 1996 již předmanželská kohabitace nebyla spojena se zvýšenou nestabilitou manželství [Manning, Cohen 2012]. Později ale jiné studie tento závěr zpochybnily [Kuperberg 2014; Rosenfeld, Roesler 2019; Kerrigan, Bailey 2021]. 5 Sociologický časopis / Czech Sociological Review, 2023, Vol. 59, No. 1 Thornton 1992]. Nesezdané soužití také zvyšuje úroveň partnerských konfliktů [James, Beattie 2012]. Toto kauzální působení bylo identifikováno v panelových datech a jde n a d efekt selektivity do nesezdaného soužití. Povaha kauzálního působení nesezdaného soužití se - v komparativním pohledu - nezdá jakkoli souviset s rozšířením kohabitací ve společnosti [Kreidl, Žilinčíková 2021] a lze tedy usuzovat, že se ani negativní vliv předmanželské kohabitace na partnerskou stabilitu nebude měnit v čase. Jak kohabitace, manželství a děti ovlivňují stabilitu partnerství? Vztahu mezi kohabitací, manželstvím a případným rozpadem vztahu se věnovala již řada prací [např. Reinhold 2010; Jose, O'Leary, Moyer 2010; Manning, Cohen 2012; Rosenfeld, Roesler 2019; Sassler, Lichter 2020]. Tyto studie se shodují, že manželství je - v průměru - stabilnějším svazkem než nesezdané soužití. V této analýze jsme se rozhodli zaměřit na další faktory, které mohou výrazně ovlivnit podobu vztahu: narození prvního dítěte a rozhodování o podobě partnerství, které partneři p o početí a před narozením / p o narození dítěte činí. Dítě představuje společný celoživotní závazek. Zatímco manželé vyjádřili svůj závazek skrze svatební obřad, pro páry žijící v nesezdaném soužití může být narození dítěte (respektive jeho početí) prvním takovým významným společným závazkem. Pro některé z nich se může jednat o stěžejní okamžik, na jehož základě se rozhodnou vstoupit do manželského svazku. Příchod dítěte může vyvolávat pocit, že by se pár měl ve svém vztahu někam „posunout", protože nesezdané soužití je, přinejmenším ve střední Evropě [Heuveline, Timberlake 2004], vnímáno spíše jako test vztahu či předstupeň manželství a „hlavním důvodem, který rozhoduje o vstupu do manželství (...), je těhotenství" [Hárágus 2015: 343]. M e z i nesezdanými rodiči v U S A jsou nicméně tranzice do manželství přibližně stejně časté jako rozchody. Například na základě dat z roku 2002 se do jednoho roku rozejde 11 % rodičů, kteří v době narození dítěte kohabitovali, zatímco 15 % z nich vstoupí do manželství. Pět let p o narození dítěte již spolu není třetina kohabitujících rodičů, zatímco 40 % uzavřelo sňatek [Manlove et al. 2012]. Vysoká nestabilita nesezdaných soužití v U S A může být dána tím, že velká část kohabitujících nevnímá vztah jako předstupeň k manželství, ale vidí jej jako alternativu k singlovství [Heuveline, Timberlake 2004]; i proto nás zajímá, jaký je vliv narození dítěte (a jeho načasování) na stabilitu partnerství v odlišném sociokulturním kontextu. V ČR totiž podrobný rozbor partnerských trajektorií po početí dítěte - podobně jako v celé řadě dalších zemí - není k dispozici. Přítomnost dítěte má vliv na stabilitu vztahu bez ohledu na jeho historii či současnou podobu. Například Žilinčíková [2017] ve své komparativní analýze dochází k závěru, že přítomnost dítěte snižuje riziko rozpadu vztahu jak v manželství, tak v nesezdaném soužití; manželství (s dětmi) jsou však ve všech zemích stabilnější než kohabitace (s dětmi). Srovnáme-li možné kombinace koresidenčního vztahu a rodičovství, pak platí, že „bezdětná kohabitace nese nejvyšší riziko 6 Stati rozpadu, následována kohabitací s dítětem, bezdětným manželstvím a manželstvím, v němž je dítě" [ibid.: 659]. Pokud jsou tedy kohabitace (s dítětem či bez něj) méně stabilní než manželství (s dítětem či bez něj), můžeme očekávat, že rodičovská tranzice z kohabitace do manželství povede ke zvýšení stability rodičovského páru? V teoretické rovině lze takovou hypotézu skutečně zformulovat, empiricky však pro n i nacházíme jen dílčí oporu. Manning, Smock a Majumdar [2004] například analyzují děti narozené v U S A do nesezdaného soužití nebo prvního manželství mezi lety 1990 a 1995. Potvrzují, že děti narozené kohabitujícím rodičům mají (ve srovnání s dětmi vdaných matek) až dvakrát vyšší pravděpodobnost, že se jejich rodiče rozejdou. Zatímco u bílých dětí platí, že sňatek kohabitujících rodičů zvýší stabilitu vztahu, pro afroamerické ani hispánské děti toto zjištění neplatí [Manning 2001]. M a n n i n g [2004] identifikovala stabilizující efekt tranzice do manželství i v situaci, k d y k početí dítěte došlo v kohabitaci, ale dítě se narodilo už v manželství; srovnávací (a méně stabilní) skupinou v tomto případě byla nesezdaná partnerství, kde k manželství nedošlo. Ještě podrobněji se na otázku, zda (a za jakých okolností) má tranzice do manželství stabilizující efekt, dívají W u a Musick [2008] s pomocí dat z U S A z roku 1995. Rozlišují čtyři možné sekvence událostí, podle nichž se dítě může narodit (1) do manželství, kterému nepředcházela kohabitace, (2) do manželství, kterému předcházela kohabitace, (3) do kohabitace, k d y rodiče sňatek uzavřou později (až po narození dítěte) a (4) do nesezdaného soužití bez sňatku. Hlavním zjištěním jejich analýzy je, že u párů, které žily v nesezdaném soužití a později vstoupily do manželství, nezáleží na pořadí, v jakém dané události následují; z hlediska stability rodičovského partnerství jsou tedy trajektorie druhá a trajektorie třetí identické (přímá manželství jsou i v této studii nej stabilnější a kohabitace bez manželství jsou nejméně stabilní - a to i při kontrole řady pozorovaných kovariát). W u a Music zdůrazňují, že je pro stabilitu svazku klíčové, že páry v druhé a třetí trajektorii zřejmě plánují současně svatbu i dítě, ale netrvají na konkrétním pořadí, což nabízí důležitý vhled do fungování „vzájemného závazk u partnerů, stejně jako do jejich budoucích očekávání" [Wu, Musick 2008: 724]. Novější studie z U S A [Musick, Michelmore 2015], která zpracovává i data z roku 2010, tyto závěry potvrzuje. Nicméně z ní také vyplývá, že po přelomu tisíciletí došlo k důležité změně v roli kohabitace při formování rodin. Zatímco v roce 1995 bylo jakékoliv nesezdané soužití (ať už po něm následovala svatba, či ne) spojeno s vyšší nestabilitou svazku, o 10 let později tomu tak již nebylo. Pokud pár uzavřel manželství (přímo, po předmanželské bezdětné kohabitaci či po předmanželské kohabitaci s dítětem), byla partnerství stejně stabilní a nezáležela na přesném pořadí událostí. Jediná trajektorie, která se pojila s vyšší partnerskou nestabilitou, byla kohabitace bez manželství. Předmanželské nesezdané soužití tak již podle těchto autorek (v U S A , na počátku 21. století) nesnižuje stabilitu následných manželství. To může například naznačovat, že se nesezdané soužití v U S A po přelomu tisíciletí stále častěji přesouvá z kategorie „alternativa k singlovství" do kategorie „předstupeň k manželství" nebo i do kategorie „fáze 7 Sociologický časopis / Czech Sociological Review, 2023, Vol. 59, No. 1 v manželském procesu" [Heuveline, Timberlake 2004]. Ve volbě předmanželské (tj. z definice věci dočasné) kohabitace je tak již obsažen plán a závazek na dlouhodobé partnerské soužití, případně i rodičovství, a na konkrétním pořadí událostí přestává záležet. Proměna partnerství v ČR po roce 1989 O d konce osmdesátých let minulého století můžeme v ČR sledovat výrazné změny v intenzitě i načasování demografických jevů [např. Fialová, Kalibová 2010; Křesťanova 2020; Rabušic, Možný 1998; Sobotka et al. 2008; Chaloupková 2010]. Před rokem 1989 bylo rodinné chování v ČR charakterizováno několika typickým i znaky, mezi něž patří vysoká sňatečnost a nízký věk při vstupu do manželství, po jehož uzavření se v krátkém časovém horizontu narodily děti, nejčastěji dvě [srov. např. Fialová, Kalibová 2010; Možný 2004; Rabušic, Možný 1998]. M e z i nej výraznější demografické změny v České republice p o roce 1989 patří pokles sňatečnosti a vyšší věk při vstupu do manželství. O b a tyto jevy jsou částečně způsobeny větším rozšířením nesezdaných soužití [Sobotka et al. 2008; Rabušic, Možný 1998]. Ta se postupně již o d kohort narozených v šedesátých letech 20. století stala převažující formou prvního koresidenčního svazku a byla vnímána jako jakási manželství „na zkoušku" [Kreidl, Stípková 2012], aby se pak po roce 1989 stala nejen běžnou, ale všeobecně očekávanou součástí rodinného startu [Hamplová 2000, 2003; Hasmanová Marhánková, Kreidl 2012; Katrňák et al. 2010]. Rostoucí věk při uzavření sňatku je kromě rostoucího počtu nesezdaných soužití spojen i s celkovým posunem dalších významných životních událostí rané dospělosti, jako je dokončení studia, odstěhování o d rodičů, vstup do prvního vztahu nebo zisk stabilního zaměstnání [Hašková 2014; Vohlídalová 2014; Sobotka et al. 2008; Štípková, Kreidl 2012]. O d k l a d sňatečnosti do pozdějšího věku je připisován i neochotě žen vdávat se v době těhotenství [Chaloupková 2011], která jde r u k u v ruce s posunem v názorech na nesezdané soužití. Z výzkumů C V V M např. vyplývá, že o d roku 2003 do roku 2017 souhlas s tvrzením, že „Lidé, kteří chtějí mít děti, by měli nejdříve uzavřít sňatek", poklesl z 59 % na 31 % a souhlas s tvrzením, že „Pro výchovu dětí je velmi důležité, aby měli jejich rodiče uzavřen sňatek", poklesl za stejné období z 52 % na 25 % [ C V V M 2017]. A tak zatímco v osmdesátých letech minulého století byla více než polovina českých nevěst těhotných [Sobotka et al. 2008] a těhotenství bylo častým důvodem k uzavření manželství [Fialová 2006; Možný 2002], p o roce 1989 tyto „legitimizační" sňatky [Holland 2013] z velké části mizí. Částečně se tak stalo díky rozšíření efektivnějších forem antikoncepce [Sobotka et al. 2008], částečně díky již zmíněné rostoucí toleranci nemanželského rodičovství. Pokud ženy vůbec s manželstvím ve svých životních plánech počítají, mohou uzavření sňatku odložit až p o narození dítěte a zhusta tak i činí. I proto se zdá, že se - v typologii Heuvelina a Timberlakea [2004] - nesezdaná soužití v ČR postupně posouvají z kategorie „předstupeň k manželství" do kategorie „fáze man- 8 Stati želského procesu", tj. do stavu, k d y je rozhodnutí o budoucím uzavření sňatku již součástí rozhodnutí o společném životě a přesné načasování narození dítěte a svatby je otázkou osobního v k u s u a preference partnerů. Navzdory proměnám normativního prostřední nicméně u většiny mladých lidí jak manželství, tak založení rodiny zůstávají i v novém tisíciletí součástí životních plánů [Hamplová 2000; Katrňák et al. 2010]. Dokonce ani ve vzorku českých neprovdaných matek z roku 2006 neprevažovalo úplné odmítnutí manželství; tyto matky nicméně necítily potřebu narození dítěte legitimovat sňatkem. Toto rozhodnutí bylo silně propojeno s vnímanou nejistou budoucností vztahu s otcem dítěte [Chaloupková 2007]. Otázka, z d a (a kdy) vstoupit do manželství, se tak i v této specifické populaci stala otázkou vysoce individualizovaného v y hodnocení okolností a podmínek; stala se otázkou osobní volby. Období p o roce 1989 bylo charakterizováno širokým přijetím dříve okrajových forem partnerství (jako jsou nesezdané soužití, sólo-rodičovství nebo L A T soužití [viz Formánková, Křížková 2015; Hamplová 2007; Chaloupková 2011; M o rávková, Kreidl 2017; Možný, Rabušic 1992; Sobotka, Toulemon 2008; Stípková 2015]), stejně jako rostoucí různorodosti a destandardizace životních drah [Hašková et al. 2014; Hasmanová Marhánková, Kreidl 2012; Chaloupková 2011] a deinstitucionalizace dříve převažujících partnerských forem [Fučík, Chromková Manea, Rabušic 2019]. Z této rostoucí různorodosti odvozujeme, že z odlišných partnerských voleb a rodičovských rozhodnutí b u d o u pramenit čím dál odlišnější důsledky pro pozdější partnerskou nestabilitu. Zatímco před rokem 1989 poměrně silný tlak společenských norem dával jen malý prostor pro individuální rozhodnutí a systematickou odlišnost, p o roce 1989 dochází k nárůstu stratifikace demograficky relevantních hodnot [Hamplová 2018] a nastává období silněji hodnotově strukturovaných a statusově rozvrstvených odlišností v partnerském a rodičovském chování [viz např. Brons, Liefbroer, Ganzeboom 2021; Fučík 2018; Klímová Chaloupková, Hašková 2020; Koops, Liefbroer, Gautier 2021a, 2021b; Kreidl 2012; Žilinčíková, Hiekel 2018]. Hodnoty, které ovlivňují rozhodnutí na počátku partnerské dráhy (druh partnerství, načasování partnerských tranzicí), jsou nicméně též hodnotami, které predikují rozpad partnerství [Kreidl, Žilinčíková 2021]. Proto je předvídatelné, že se b u d o u posilovat i vazby mezi ranými a pozdějšími volbami životní dráhy, konkrétně vazby mezi typem a načasováním partnerských tranzicí a pozdějším rozchodem. Z toho vyplývá i jedna z klíčových premis naší analýzy: Partnerská rozhodnutí učiněná před narozením dítěte se b u d o u p o roce 1989 silněji pojit s následnou partnerskou nestabilitou. Data, proměnné a metody Pro analýzu používáme data z první vlny Generations and Gender Survey (GGS) z roku 2005 pro Českou republiku. G G S je součástí výzkumného programu „Generations and Gender Programme" (GGP), jehož cílem je „poskytovat vysoce kvalitní data pro vědecký výzkum o populační dynamice a změnách rodiny, 9 Sociologický časopis / Czech Sociological Review, 2023, Vol. 59, No. 1 vztazích mezi generacemi a změnách v sociálních rolích žen a mužů při zohlednění hospodářských, sociálních a kulturních kontextů" [Generations and Gender Programme 2020]. Analýzu provádíme pomocí analýzy přežití, konkrétně využíváme Coxův regresní model proporcionálních rizik, který do modelu zahrnuje vliv vysvětlujících proměnných a je definován pomocí rizikové funkce výskytu sledované události [Cleves, G o u l d , Gutierrez 2004]. Analýza přežití umožňuje zahrnout do analýzy i pozorování, která jsou cenzorována zprava, což je považováno za jednu z velkých výhod těchto analytických postupů [Yamaguchi 1991; Leliěvre, Bringé 1998]. Jedná se o pozorování, k d y jedinec po celou dobu sledování událost nezažil, a tudíž neznáme její přesné načasování. Studovanou událostí je rozpad koresidenčního vztahu, do kterého se narodilo první dítě. V tom případě žena v dotazníku uvedla, že první dítě měla s některým z bývalých partnerů. Pokud měla žena první dítě s partnerem, se kterým žila i v okamžiku sběru dat, pak je pozorování cenzorováno zprava, neboť se koresidenční vztah, do kterého se narodilo první dítě, do doby sběru dat nerozpadl. Období vystavení riziku rozpadu koresidenčního vztahu je definováno o d měsíce a roku narození prvního dítěte do rozpadu vztahu (nebo do roku sběru dat). Analytický čas je měřen v měsících. S ohledem na počet pozorování, sledovaných událostí a cíl analýzy jsme se rozhodli ukončit analýzu po 20 letech od narození prvního dítěte. Nejpozději po této době jsou tedy všechna pozorování cenzorována zprava. Hlavní vysvětlující proměnné přebíráme z předchozích prací [Wu, Musick 2008; Musick, Michelmore 2015]. Pracujeme s modelem čtyř možných trajektorií koresidenčního vztahu. Pokud M = manželství, N = narození prvního dítěte a K = kohabitace, vypadají tyto trajektorie schematicky takto: M ^ N Pro potřeby analýzy a vytvoření trajektorií jsme specifikovali tři hlavní nezávisle proměnné: typ vztahu na jeho začátku, typ vztahu při narození dítěte, a zda pár později během vztahu uzavřel manželství. Všechny tyto proměnné jsou dichotomické, proměnné typ vztahu na jeho začátku a typ vztahu při narození dítěte nabývají hodnot 0 = manželství, 1 = kohabitace. Proměnná, zda žena během vztahu uzavřela s otcem dítěte sňatek, je v čase variující2 a nabývá hodnot 0 = ano a 1 = ne. 2 Pro vytvoření v čase variující proměnné jsme využili tzv. dělení času na epizody [Jann 2004]. 1 0 Stati Tabulka 1. Model parametrů a vybraných kontrastů pro partnerské a rodičovské trajektorie Trajektorie Parametry Vybrané kontrasty 1 : M - > N 2 vs. 1: B2 2: K -> M -> N B2 + B3 3 vs. 2: Bj 3: K -> N -> M Bj + B2 + B3 3 vs. 4: B 3 4 : K - > N Bj + B2 Zdro;': Wu, MUSŽC* 2008: 717. Poznámka: M - manželství, N - narození dítěte, K - kohabitace. Analýzu provádíme pomocí analýzy přežití, v níž logaritmus rizika rozpadu partnerství je funkcí základního výchozího rizika pro specifickou dobu trvání q(t), typu vztahu při narození dítěte, typu vztahu n a jeho začátku, z d a se žena vdala v čase t a kontrolních proměnných: log r(t) = q(t) + B J X J + B 2 x 2 + B3 x3 (ř) + kontrolní proměnné Bez kontrolních proměnných pak následující model (Tabulka 1) představuje dané parametry p r o čtyři trajektorie a vybrané kontrasty mezi nimi. Dalšími vysvětlujícími proměnnými je kohorta narození dítěte, rozvod rodičů matky, vzdělání respondentky a její věk v době narození dítěte. Klíčovou proměnnou pro podchycení změny v čase je kohorta narození prvního dítěte. Ta je odvozena z proměnných udávajících měsíc a rok narození každého biologického dítěte. Proměnná je dichotomizovaná, kde 0 = před rokem 1989 a 1 = p o roce 1989. Kohorta narození dítěte byla - podobně jako další proměnné (měsíc a rok začátku vztahu, měsíc a rok konce vztahu; z nich je pak odvozen analytický čas) - odvozena z respondenty retrospektivně udávaných životních událostí. Z těchto údajů jsme pak rekonstruovali sekvenci událostí a typ vztahu na jeho začátku, typ vztahu při narození dítěte a údaj, z d a rodiče někdy vstoupili do manželství. Proměnná vzdělání respondentky nabývá pěti hodnot: 1 = základní, 2 = střední, 3 = přípravné kurzy, nástavba, 4 = vysokoškolské, 5 = neodpověděla. Rozvod rodičů je proměnná, jež tvoří odpovědi n a otázku, z d a se rodiče respondentky něk d y rozešli. Věk matky v době narození prvního dítěte je rozdělen do čtyř kategorií: 1 = 15-19,2 = 20-22, 3 = 23-26,4 = 27 a více let. V původním datovém souboru se nacházelo 10 006 respondentů ve věku 18 až 79 let. Z něj byli vyloučeni všichni muži a dále respondentky, u nichž jsme neznali měsíc a rok narození prvního dítěte, u kterých jsme nedokázali určit, zda první dítě měly s bývalým, či současným partnerem, a které neuvedly měsíc a rok začátku nebo konce vztahu. Vyloučeny byly také respondentky, které uvedl i Sociologický časopis / Czech Sociological Review, 2023, Vol. 59, No. 1 Tabulka 2. Vybrané popisné charakteristiky analyzovaného datového souboru. Dospělé ženy z ČR, kterým se první dítě narodilo do koresidenčního vztahu, dotazované v roce 2005. Počet pozorování = 2 775 Celkem Rozchod (podíl) 37 Narození dítěte 73 Svatba -> Narození dítěte 19 Narození dítěte -> Svatba 4 Narození dítěte 4 Narození dítěte 38% 2 038 Kohabitace -•» Svatba -> Narození dítěte 32% 514 Kohabitace -•» Narození dítěte -> Svatba 33% 98 Kohabitace -•> Narození dítěte 46% 125 Celkem 37% 2 775 Kohorta narození dítěte před rokem 1989 Svatba -> Narození dítěte 43% 1582 Kohabitace -•» Svatba -> Narození dítěte 44% 257 Kohabitace -•» Narození dítěte -> Svatba 42% 60 Kohabitace -•> Narození dítěte 57% 42 Celkem 44% 1941 Kohorta narození dítěte po roce 1989 Svatba -> Narození dítěte 20% 456 Kohabitace -•» Svatba -> Narození dítěte 21 % 257 Kohabitace -•» Narození dítěte -> Svatba 18% 38 Kohabitace -•> Narození dítěte 40% 83 Celkem 23% 834 14 Stati Tabulka 4 přehledně shrnuje, jaké procento koresidenčních vztahů se - do doby sběru dat - rozpadlo podle trajektorie a podle kohorty narození dítěte. Pok u d se budeme na obě období (před rokem i po roce 1989) dívat souhrnně, vidíme, že nejvyšší míra nestability je u kohabitací bez manželství (těch se do roku 2005 rozpadlo 46 %). Nej stabilnějšími se jeví manželství, kterým předcházela kohabitace, ale dítě se narodilo až po svatbě (v této skupině se do roku 2005 rozpadlo 32 % vztahů). Kohabitace bez manželství jsou nejméně stabilní jak ve skupině vztahů, které začaly před rokem 1989 (podíl rozpadlých vztahů je zde 57 %), tak ve skupině vztahů, které začaly po roce 1989 (v této skupině se do roku 2005 rozpadlo 40 % kohabitací). Souhrnný pohled na partnerskou nestabilitu, který nabízí Tabulka 4, nicméně může být zavádějící, protože nezohledňuje vliv dalších proměnných (např. socioekonomický status, rodičovský rozvod, věk matky při začátku vztahu atp.). I proto je vhodné přistoupit k mnohorozměrné statistické analýze, která tyto další proměnné kontroluje. Mnohorozměrná analýza - interpretace odhadnutých parametrů Coxovy regrese V následující části představíme výsledky mnohorozměrné analýzy přežití, která je provedena pomocí Coxovy regrese. Odhadnuté parametry vybraných modelů jsou prezentovány v Tabulce 5. Začínáme jednoduchým M o d e l e m 1, v němž je zachycen pouze efekt hlavních vysvětlujících proměnných: typ vztahu na počátk u vztahu, při narození dítěte, a zda žena vstoupila do manželství. Vidíme, že p o k u d žena žila na začátku vztahu v kohabitaci, pak má o 65 % vyšší riziko rozpadu vztahu ve srovnání s ženou, která koresidenční vztah začala v manželství. Nesezdané soužití při narození dítěte dále zvyšuje (ve srovnání s manželstvím) riziko rozpadu vztahu o 30 %. Nevstoupila-li žena během vztahu nebo do konce sběru dat do manželství, je riziko rozpadu partnerství ještě dále zvýšeno o 34 %. Po přidání proměnné kohorty narození dítěte (model M2) zůstává struktura efektů nezměněná. I nadále vidíme, že kohabitace na počátku vztahu zvyšuje riziko rozpadu - i když se tento efekt oslabil na 48 % (oproti 65 % v M o d e l u 1). Toto srovnání naznačuje, že v M o d e l u 1 pozorovaný efekt kohabitace na nestabilitu b y l z jedné čtvrtiny nepravým vztahem - část „efektu" nesezdaného soužití je totiž vysvětlena tím, že jsou nesezdaná soužití častější po roce 1989, k d y jsou vztahy obecně méně stabilní. Dále v M o d e l u 2 vidíme, že p o k u d se první dítě narodilo ženě po roce 1989, pak má tato matka riziko rozpadu vztahu o 88 % vyšší ve srovnání s matkou, které se dítě narodilo před rokem 1989. M o d e l 3 v Tabulce 5 pak představuje model se všemi třemi hlavními nezávisle proměnnými, kohortou narození dítěte i dalšími kontrolními proměnnými. Vidíme, že ani statistické zohlednění vzdělání matky, věku matky při narození dítěte či zkušenosti s rozvodem rodičů neoslabuje zjištěné efekty typu vztahu a načasování manželství. I nadále v M o d e l u 3 vidíme, že kohabitace na začát- 15 Sociologický časopis / Czech Sociological Review, 2023, Vol. 59, No. 1 Tabulka 5. Odhadnuté parametry a standardní chyby (v závorkách) Coxovy regrese pro rozpad koresidenčního vztahu. Dospělé ženy z ČR, kterým se první dítě narodilo do koresidenčního vztahu, dotazované v roce 2005. Počet pozorování = 2 775 M l M2 M3 Kohabitace na začátku vztahu 1,647*** (0,164) 1,484*** (0,150) 1,436*** (0,146) (manželství je referenční kategorie) Kohabitace při narození dítěte 1,301 (0,229) 1,360 (0,239) 1,233 (0,220) (manželství je referenční kategorie) Nevstoupila do manželství 1,337(0,264) 1,233(0,244) 1,368(0,272) Kohorta narození dítěte po 1,881*** (0,178) 1,691** (0,304) r. 1989 (před rokem 1989 je referenční kategorie) Vzdělání respondentky (základní je referenční kategorie) Střední 1,135 (0,119) Přípravné kurzy, nástavba 1,391 (0,338) VŠ 1,550** (0,230) Neodpověděla 0,985 (0,360) Rodiče se nerozvedli (rozvod 0,567*** (0,059) rodičů je referenční kategorie) Kohorta začátku vztahu 1,087 (0,206) po r. 1989 (před rokem 1989 je referenční kategorie) Věk v době narození prvního dítěte (15-19 let je referenční kategorie) 20-22 let 0,682*** (0,067) 23-26 let 0,666*** (0,074) 27 a více let 0,611*** (0,086) Poznámka: ***p < 0,001, **p < 0,010, *p < 0,050. k u vztahu zvyšuje ve srovnání s manželstvím o 44 % riziko, že se vztah později rozpadne. I zbývající hlavní proměnné (typ vztahu při narození dítěte, pozdější manželství) si v M o d e l u 3 udržely sílu, kterou měly v M o d e l u 2 a 3: kohabitace při narození dítěte zvyšuje riziko rozpadu vztahu o 23 %, a p o k u d žena během vztahu nevstoupila do manželství, zvýšilo se riziko rozpadu partnerství o 37 %. I v M o d e l u 3 pozorujeme, že ženy, kterým se dítě narodilo p o roce 1989, mají vyšší riziko rozpadu vztahu ve srovnání s ženami, které první dítě měly před rokem 1989, a to o 69 %. 16 Stati Další efekty v M o d e l u 3 nejsou překvapivé a souhlasí s tím, co o korelátech partnerské nestability víme z dřívějších studií: Riziko rozpadu vztahu koreluje s dosaženým vzděláním matky (matky s dokončenou V S mají o 55 % vyšší riziko rozchodu než matky s dokončenou ZS, v i z M o d e l 3, Tabulka 5). Pokud se rodiče nerozvedli, je riziko rozpadu vztahu sníženo o 43 % (přesně o 43,3% = (1 - 0,567) x 100, v i z M o d e l 3). Vidíme také, že nízký věk (do 19 let) při narození dítěte je spojen s vyšším rizikem rozchodu. Zeny, které první dítě porodily mezi 20. až 22. rokem svého života, mají o 32 % nižší riziko rozpadu vztahu ve srovnání s ženami, kterým se první dítě narodilo ve velmi mladém věku (15-19 let). Matky, které první dítě přivedly na svět mezi svými 23. a 26. narozeninami, mají o 33 % nižší riziko rozpadu vztahu a prvorodičky starší 27 let pak o 39 % nižší, vždy ve srovnání s velmi mladými prvorodičkami. Trajektorie událostí a jejich vliv na rozpad vztahu Abychom mohli rozlišit pravděpodobnosti rozpadu svazku pro jednotlivé kohorty narození dítěte, musíme nejdříve postulovat modely rizik rozpadu koresidenčního svazku pro obě kohorty narození dítěte zvlášť. N a základě znalosti rizik rozpadu vztahu pro hlavní nezávisle proměnné z oddělených modelů můžeme dále určit riziko rozpadu vztahu pro jednotlivé trajektorie (viz níže). Tabulka 6 tedy zobrazuje d v a modely, jeden pro kohortu narození dítěte před rokem 1989, druhý p o roce 1989 (včetně). V obou jsou zahrnuty také kontrolní proměnné. Z odhadnutých parametrů v Tabulce 6 vidíme, že kohabitace na začátku vztahu signifikantně zvyšuje riziko rozpadu vztahu (ve srovnání se vstupem do přímého manželství) o 54 % pro kohortu narození dítěte před rokem 1989, zatímco pro kohortu roku narození dítěte p o roce 1989 o 38 %. Nesezdané soužití při narození dítěte má téměř nulový vliv oproti manželství při narození dítěte pro starší kohortu, zatímco pro mladší kohortu nesezdané soužití při narození dítěte toto riziko zvyšuje o 38 %. Zůstala-li žena p o porodu svobodná, má o 24 % (kohorta do roku 1989) a 51 % (kohorta p o roce 1989) vyšší riziko rozpadu vztahu než provdaná matka. Pro kohortu roku narození dítěte p o roce 1989 se také oslabuje efekt vzdělání, zatímco rozvod rodičů i věk v době narození prvního dítěte mají i v kohorte p o roce 1989 významný vliv na riziko rozchodu. Dokonce se zdá, že se vliv věku matky při narození dítěte na partnerskou nestabilitu posílil. Např. ve starší kohortě mají matky ve věku 27 a více let o 29 % nižší riziko rozvodu než matky ve věku 15-19 let; v mladší kohortě je riziko rozchodu u matek n a d 27 let sníženo o 59 % (viz poslední řádek Tabulky 6). Nyní můžeme přejít k Tabulce 7, která souhrnně zachycuje riziko rozpadu koresidenčního partnerství na základě čtyř trajektorií. Souhrnné efekty prezentujeme nejdříve pro celý datový soubor (hodnoty odvozeny z modelu M 2 v Tabulce 5) a poté odděleně pro obě kohorty roku narození dítěte (hodnoty z obou modelů Tabulky 6). Výpočet jednotlivých pravděpodobností je popsán v metodě analýzy a je přebrán z analýzy, kterou provedli W u a Musick [2008]. 17 Sociologický časopis / Czech Sociological Review, 2023, Vol. 59, No. 1 Tabulka 6. Odhadnuté parametry a standardní chyby (v závorkách) Coxovy regrese pro rozpad koresidenčního vztahu odděleně pro kohorty narození dítěte. Dospělé ženy z ČR, kterým se první dítě narodilo do koresidenčního vztahu, dotazované v roce 2005. Počet pozorování = 2 775 Kohorta narození dítěte Před rokem 1989 Po roce 1989 Kohabitace na začátku vztahu (manželství . - . . M 1 f V , , . o r 7 0 ,„ _..., f v , i . . v 1,544*** (0,193) 1,378 (0,241) je reterencni kategorie) v ' v ' Kohabitace při narození dítěte (manželství je reterencm kategorie) Nevstoupila do manželství 1,240 (0,354) 1,511 (0,456) Vzdělání respondentky (základní je referenční kategorie) Střední 1,227 (0,145) 0,808 (0,186) Přípravné kurzy, nástavba 1,602 (0,445) 0,943 (0,475) VŠ 1,626** (0,281) 1,290 (0,392) Neodpověděla 1,250 (0,529) 0,553 (0,410) Rodiče se nerozvedli (rozvod rodičů je reterencm kategorie) Věk v době narození prvního dítěte (15-19 let je referenční kategorie) 20-22 let 0,687*** (0,081) 0,668* (0,122) 23-26 let 0,763** (0,098) 0,482*** (0,106) 27 a více let 0,711** (0,117) 0,412*** (0,114) Poznámka: ***p < 0,001, **p < 0,010, *p < 0,050. Podívejme se nejdříve na první panel Tabulky 7, kde je analyzován kompletní datový soubor. Vidíme, že žena, která porodila dítě do manželství, jemuž předcházelo nesezdané soužití, má ve srovnání s ženou, které se dítě narodilo do přímého manželství, o 44 % vyšší riziko rozpadu vztahu (údaj 1,44 v řádku M - > N a sloupci K —> M —> N Tabulky 7). Pokud se první dítě narodilo do nesezdaného soužití a jeho rodiče poté uzavřeli sňatek, má matka dítěte o 77 % vyšší riziko rozpadu vztahu ve srovnání s ženou, která před manželstvím nekohabitovala, a o 23 % vyšší riziko oproti ženě, která před svatbou kohabitovala, ale dítě se narodilo již do manželství. Nejvyšší riziko rozpadu vztahu mají ženy, které během vztahu do manželství nevstoupily, a to o 142 % vyšší při srovnání s ženou, která před svatbou nežila v nesezdaném soužití, o 69 % vyšší oproti ženě, která před svatbou kohabitovala, ale dítě porodila po svatbě, a o 37 % vyšší ve srovnání s matkou, která v nesezdaném soužití žila v době narození prvního dítěte, ale poté si otce dítěte vzala (viz poslední sloupec prvního panelu Tabulky 7). 18 Stati Tabulka 7. Odhadnuté parametry pro rozpad koresidenčního partnerství podle partnerské/rodičovské trajektorie a kohorty narození dítěte. Dospělé ženy z ČR, kterým se první dítě narodilo do koresidenčního vztahu, dotazované v roce 2005. Počet pozorování = 2 775 M ^ - N K - > M - > N K - > N ^ - M K ^ - N Obě kohorty M ^ - N 1 1,44 1,77 2,42 K ^ M ^ N 1 1,23 1,69 K -> N -> M 1 1,37 K ^ N 1 Kohorta před rokem 1989 M ^ N 1 1,54 1,60 1,98 K ^ - M ^ - N 1 1,04 1,28 K -> N -> M 1 1,24 K ^ N 1 Kohorta po roce 1989 M ^ N 1 1,38 1,90 2,87 K ^ M ^ N 1 1,38 2,08 K -> N -> M 1 1,51 K ^ - N 1 Poznámka: Hodnoty převzaty z modelu M2 v Tabulce 5 a obou modelů Tabulky 6. Pokud se dítě narodilo před rokem 1989, přičemž jeho matka byla v době jeho narození vdaná, ale před svatbou kohabitovala, pak má tato matka o 54 % vyšší riziko rozpadu vztahu než žena, která se vdala bez předcházející kohabitace. Pokud se žena vdala až po narození dítěte, pak má o 60 % vyšší riziko rozpadu vztahu oproti ženě, která vstoupila do přímého manželství, ale téměř se neliší od ženy, která před svatbou kohabitovala, ale dítě se narodilo již do manželství. Nejvyšší riziko rozpadu vztahu mají ženy, které se během vztahu nevdaly - dvakrát vyšší ve srovnání s těmi, které se vdaly přímo, a o 28 % a 24 % vyšší oproti ženám, které před svatbou kohabitovaly, k d y svatba byla před narozením a po narození dítěte. V kohorte po roce 1989 měly ženy, které kohabitovaly před manželstvím, do kterého se jim narodilo první dítě, riziko rozpadu vztahu o 38 % vyšší ve srovnání s ženami, které se vdaly přímo. Matky, které se vdaly až po narození dítěte, mají téměř dvakrát (o 90 %) vyšší riziko rozpadu svazku ve srovnání s matkami, 1 9 Sociologický časopis / Czech Sociological Review, 2023, Vol. 59, No. 1 Graf 1. Kaplan-Meierovy křivky přežití zachycující podíl trvajících koresidenčních partnerství po narození prvního dítěte podle partnerské/rodičovské trajektorie. Dospělé ženy z ČR, kterým se první dítě narodilo do koresidenčního vztahu, dotazované v roce 2005. Počet pozorování = 2 775 1 0,75 0,5 0,25 1 1 1 1 1— 0 5 1 1 1 1 1 1 1 1~ 10 15 20 Roky Svatba —> Dítě Kohabitace —> Dítě —> Svatba " Kohabitace —> Svatba —> Dítě • Kohabitace —> Dítě které uzavřely přímé manželství, a o 38 % vyšší riziko oproti ženám, které zažily předmanželskou kohabitaci, ale dítě se narodilo až po svatbě. Nejvyšší pravděpodobnost rozpadu svazku opět mají ženy, které se během vztahu nevdaly. Ve srovnání s ženami, kterým se dítě narodilo do přímého manželství, mají téměř třikrát (2,9krát) vyšší riziko rozpadu svazku, ve srovnání s matkami, které se v d a ly po předchozím nesezdaném soužití, mají riziko konce vztahu dvakrát vyšší a při srovnání s těmi, kterým se dítě narodilo do kohabitace a vdaly se až po jeho narození, o 51 % vyšší. Pro lepší vizualizaci stability koresidenčního partnerství po narození prvního dítěte přidáváme ještě tři grafy, které ve zcela neparametrizované podobě pomocí Kaplan-Meierových křivek přežití zachycují, jaký podíl koresidenčních vztahů přetrvává po narození dítěte. V každém grafu rozlišujeme již zmíněné trajektorie. V případě Grafu 2 a 3 také rozlišujeme kohortu narození dítěte. Všechny grafy sledují rodičovská partnerství v prvních 20 letech o d narození prvního dítěte. Z Grafu 1 je patrné, že nejvyšší stabilitu mají koresidenční partnerství žen, kterým se první dítě narodilo do přímého manželství. Naopak výrazně nejmenší podíl vztahů přetrvávajících v čase tvoří nesezdaná soužití, do nichž se narodilo 2 0 Stati Graf 2. Kaplan-Meierovy křivky přežití zachycující podíl trvajících koresidenčních partnerství po narození prvního dítěte podle partnerské/rodičovské trajektorie pro kohortu dětí narozených před rokem 1989. Dospělé ženy z ČR, kterým se první dítě narodilo do koresidenčního vztahu, dotazované v roce 2005. Počet pozorování = 1 941 1 0 , 7 5 0 , 5 0 , 2 5 V. — i 1 1 1 1 r - 0 5 Svatba —> Dítě Kohabitace —> Dítě —> Svatba — i — 1 0 - i 1 2 01 5 Roky Kohabitace —> Svatba —> Dítě Kohabitace —> Dítě dítě a v nichž se žena nevdala. V případě, že žena žila s partnerem v nesezdaném soužití a poté se vdala a měla dítě, se zdá, že příliš nezáleží na pořadí svatby a narození dítěte. Křivka znázorňující trajektorii, k d y žena žila v kohabitaci na začátk u vztahu, poté se vdala a následně měla dítě, má podobný průběh jako křivka trajektorie, k d y žena žila v kohabitaci i při narození dítěte a vdala se až poté. Obě křivky jsou přitom viditelně podobnější první trajektorii přímého manželství než vztahu bez svatby. Graf 2 zobrazující trajektorie pro kohortu před rokem 1989 je velmi obdobný grafu obou kohort. Nej menší riziko rozchodu zažívají přímá manželství, nejvyšší riziko zažívají kohabitace bez svatby. Změnu můžeme pozorovat v Grafu 3, v němž nejvyšší riziko zůstává pro ženy, které se nevdaly, ale dochází ke sbližování křivky přímého manželství a ostatních křivek, v jejichž trajektorii je svatba (ať už před narozením, či p o narození dítěte). Zdá se tedy, že mezi kohortami narostl ochranný efekt manželství, k d y rodičovská kohabitace v mladší kohortě přestává být rizikovým faktorem pro stabilitu svazku. Ze srovnání Grafu 2 a Grafu 3 je také zřetelně vidět narůstající důležitost načasování manželství. Ve starší kohortě 2 1 Sociologický časopis / Czech Sociological Review, 2023, Vol. 59, No. 1 Graf 3. Kaplan-Meierovy křivky přežití zachycující podíl trvajících koresidenčních partnerství po narození prvního dítěte podle partnerské/rodičovské trajektorie pro kohortu dětí narozených po roce 1989. Dospělé ženy z ČR, kterým se první dítě narodilo do koresidenčního vztahu, dotazované v roce 2005. Počet pozorování = 834 1 0,75 0,5 0,25 I • • • • 1 • • • • 1 • • • • 1 • • • • 1 0 5 10 15 20 Roky Svatba —> Dítě ~ ~ Kohabitace —> Svatba —> Dítě Kohabitace —> Dítě —> Svatba • Kohabitace —> Dítě bylo riziko rozchodu téměř totožné, p o k u d se matka vdala před narozením dítěte nebo až p o narození dítěte (v prvním případě bylo riziko rozchodu vyšší o 4 %). V mladší kohortě (děti narozené p o roce 1989) bylo ale riziko rozchodu významně vyšší (o 38 %), p o k u d ke svatbě došlo až p o narození dítěte, a ne před jeho narozením (srov. také Tabulku 7, třetí panel). Závěrečné shrnutí a diskuse O stabilitě koresidenčních vztahů se v literatuře mluví zejména v souvislosti s nesezdaným soužitím, jež je spojeno s vyšší nestabilitou [např. Dush, Cohan, Amato 2003]. Naopak uzavření manželství, i v případě, že m u předcházela kohabitace, je spojeno se zvýšením stability vztahu [Manning, Smock, Majumdar 2004]. Podobně stabilizační vliv má i narození dítěte, zvláště narodí-li se do manželství [Manning 2004; Žilinčíková 2017]. Podle závěrů některých autorů [např. de Vaus, Q u , Weston 2005; Reinhold 2010; Manning, Cohen 2012] ale negativní vliv předmanželské kohabitace klesá s tím, jak je kohabitace rozšířenější ve společnosti a přestává být selektivní. 2 2 Stati Tento text se zaměřil n a stabilitu koresidenčního partnerství p o narození prvního dítěte a její změnu v České republice. Konceptuálne jsme navázali na dřívější práce pracující s daty z U S A [Wu, Musick 2008; Musick, Michelmore 2015]. V tradici výzkumu životní dráhy jsme sledovali, jak některé partnerské volby (vstup do manželství a jeho načasování ve vztahu k rodičovství) ovlivňují pozdější nestabilitu rodičovského partnerského svazku. Z narůstající destandardizace a individualizace životních drah jsme odvodili očekávání, že bude v čase narůstat vliv individuálních voleb respondentů na jejich další partnerský život. Analýza potvrzuje předpoklad, že předmanželská kohabitace snižuje stabilitu partnerství oproti přímému manželství. V souhrnu všech sledovaných partnerství jsme zjistili, že matky žijící v nesezdaném soužití mají až o 142 % vyšší riziko rozchodu než matky, které vstoupily do manželství přímo (bez předchozího nesezdaného soužití). Pokud matka na počátku vztahu žila v nesezdaném soužití, ale později se provdala, je riziko rozchodu (ve srovnáním s přímým manželstvím) vyšší, ale není zdaleka tak vysoké jako u kohabitací bez manželství. Ochranný efekt rodičovského manželství v kohortě dětí narozených po roce 1989 významně narostl. Před rokem 1989 měly matky žijící v nesezdaném soužití (oproti matkám v přímém manželství) riziko rozchodu vyšší o 98 %. Po roce 1989 bylo riziko rozchodu v nesezdaných soužitích zvýšené již o 187 %. Zároveň míra rizika po roce 1989 stále silněji závisela na předchozí partnerské dráze matky; zejména se stále významněji odlišovaly všechny partnerské dráhy zahrnující manželství (přímé, před narozením i po narození dítěte) od nesezdaného soužití. Například ve starší kohortě měly matky v nesezdaném soužití o 28 % vyšší riziko rozchodu než matky, které se p o předmanželské kohabitaci provdaly (a pak měly dítě). V mladší kohortě je toto riziko již o 108 % vyšší! Stále důležitější roli hraje i načasování manželství v životní dráze matky. Ve starší kohortě roku (narození před rokem 1989) můžeme pozorovat, že n a načasování svatby a narození potomka příliš nezáleží (manželství uzavřená před narozením a p o narození dítěte se v míře nestability liší jen nepatrně). V mladší kohortě (po roce 1989) začalo být nicméně načasování svatby velmi důležité: ženy, kterým se nejdříve narodilo dítě a až poté se vdaly, mají o 38 % vyšší riziko rozpadu vztah u než ženy, které se nejdříve vdaly a až poté porodily své první dítě. Toto zjištění zdůrazňuje roli individualizovaných partnerských voleb, které jsou zřejmě - v souladu s teoretickými předpoklady - asociovány s dalšími (v naší analýze neměřenými) proměnnými, které mají významný vliv i n a pozdější nestabilitu rodičovského partnerství. M o h l o by například jít o proměnné měřící religiozitu, vnímanou důležitost tradiční rodiny, otevřenost rozchodu/rozvodu nebo obecně o sílu partnerského závazku. Explicitní prozkoumání role těchto hodnot v rozhodování, zda mít dítě před svatbou (nebo až p o ní), se zdá být logickým pokračováním zde představeného výzkumu. Závěrem se ještě vraťme k dalším zjištěním z naší analýzy, z nichž některá rovněž podporují naší tezi, že p o roce 1989 narůstá význam voleb v rané fázi životní dráhy pro pozdější partnerské tranzice. Nejlépe to je vidět n a věku mat- 2 3 Sociologický časopis / Czech Sociological Review, 2023, Vol. 59, No. 1 ky při narození dítěte. Ten je dlouhodobě jedním z nej významnějších rizikových faktorů [Booth, Edwards 1985; Härkônen, Dronkers 2006], který souvisí s tím, že lidé v mladším věku nemají tolik času poznat svého partnera, u kterého se navíc možná ještě nestihly naplno projevit všechny důležité charakteristiky [Oppenheimer 1998]. Před rokem 1989 b y l velmi nízký věk matky při porodu (do 19 let) spojen se zvýšením rizika rozchodu o 29 % (oproti matkám ve věku 27 a více let). Po roce 1989 je však riziko rozchodu u nejmladších matek zvýšené již o 59 %! I za tímto zvýšením pravděpodobně stojí rostoucí selektivita podle nepozorovaných proměnných, která pramení z toho, že v takto nízkém věku se matkami stává stále méně žen. Podíl žen ve věku do 20 let na úhrnné plodnosti ČR poklesl o d roku 1990 do roku 2002 z 13 % na 5 % [Vašková 2006]. Viděli jsme také velmi zřetelnou proměnu vztahu mezi vzděláním matky a rizikem rozpadu vztahu. Ve starší kohortě vysokoškolské vzdělání matky významně (o 63 %) zvyšovalo riziko následného rozchodu. V mladší kohortě se tento efekt významně oslabil (na 29 %) a ztratil statistickou významnost. V analýze se potvrdil jeden z dobře zdokumentovaných faktorů rozpadu vztahu, kterým je rozchod rodičů [Wolfinger 1999; Šťastná 2005]. Matky, jejichž rodiče se nerozvedli, mají o 43 % nižší pravděpodobnost rozpadu vlastního koresidenčního partnerství než ty matky, jež zažily rozpad vztahu svých rodičů. K analýze byla použita data Generations a n d Gender Survey pro Českou republiku z roku 2005, jež obsahují informace o historii partnerských vztahů a o dětech respondenta. Přesto jsme během analýzy narazili na několik omezení vyplývajících z dat, jakým je například jejich retrospektivní povaha. Pro výzkum stability koresidenčního partnerství p o narození prvního dítěte by jistě byla přínosná data longitudinální, která nejsou tolik náchylná k selektivnímu ( n e s v á dění minulých partnerských vztahů. Prospektivní design by také mohl pomoci porozumět například motivacím a postojům respondentů a jejich hodnotám při formování partnerských voleb v rané dospělosti. M A R C E L A TRÁVNÍČKOVÁ/Č absolventkou magisterského studijního programu Sociologie na Fakultě sociálních studií Masarykovy univerzity v Brně. M A R T I N KREIDL je profesorem na katedře sociologie Masarykovy univerzity v Brně. Věnuje se zejména komparativnímu výzkumu rodiny z perspektivy sociální stratifikace. Je národním koordinátorem české účasti v mezinárodním výzkumném programu Generations and Gender (GGP). 2 4 Stati Literatura Amato, P. R. 2000. „The Consequences of Divorce for Adults and Children." Journal of Marriage and Family 62 (4): 1269-1287, https://doi.Org/10.llll/j.1741-3737.2000.01269.x. Axinn, W., A. Thornton. 1992. „The Relationship between Cohabitation and Divorce: Selectivity or Causal Influence?" Demography 29: 357-374, https://doi.org/10.2307/2061823. Bernardi, F., J. Radl. 2014. „The Long-term Consequences of Parental Divorce for Children's Educational Attainment." Demographic Research 30:1653-1680, https://doi.org/10.4054/DemRes.2014.30.61. Booth, A., J. N. Edwards. 1985. „Age at Marriage and Marital Instability." Journal of Marriage and Family 47 (1): 67-75, https://doi.org/10.2307/352069. Brons, A., A. C. Liefbroer, H . B. G. Ganzeboom. 2021. „Parental Socioeconomic Status and the Timing of First Marriage: What Is the Role of Unmarried Cohabitation? Results from a Cross-national Comparison." Demographic Research 45: 469-516, https://doi.org/10.4054/DemRes.2021.45.15. Brown, S. L., W. D. Manning, K. K. Payne. 2017. „Relationship Quality among Cohabiting versus Married Couples." Journal of Family Issues 38 (12): 1730-1753, https://doi.org/10.1177/0192513X15622236. Cleves, M . A., W. W. Gould, R. G. Gutierrez. 2004. An Introduction to Survival Analysis Using Stata. United States of America: Stata Press. Craigie, T. L., J., Brooks-Gunn, J. Waldfogel. 2012. „Family Structure, Family Stability and Outcomes of Five-year-old Children." Families, Relationships and Societies 1 (1): 43-61, https://doi.org/10.1332/204674312X633153. C V V M . 2017. Postoje českých občanů k manželství a rodině - únor 2017 [online]. Centrum pro výzkum veřejného mínění, Sociologický ústav AV ČR [cit. 16. 9. 2020]. Dostupné z: https://cvvm.soc.cas.cz/media/com_form2content/documents/c2/a2177/f9/ ovl70320.pdf. Dush, C. M . K., C. L. Cohan, P. R. Amato. 2003. „The Relationship between Cohabitation and Marital Quality: Change across Cohorts?" Journal of Marriage and Family 65 (3): 539-549, https://doi.Org/10.llll/j.1741-3737.2003.00539.x. ^ Fialová, L. 2006. „Trendy ve sňatkovém chování obyvatelstva České republiky ve 20. století." Demografie 48 (2): 97-108. Fialová, L., K. Kalibová. 2010. „Formování a rozpad partnerských svazků." Pp. 133-156 in B. Burcin, L. Fialová, J. Rychtaříkové et al. Demografická situace České republiky. Proměny a kontexty 1993-2008. Praha: Sociologické nakladatelství (SLON). Formánková, L., A. Křížková. 2015. „Love Will Keep Us Apart? Understanding Living Apart Together Partnerships in the Post-state-socialist Czech Republic." Czech Sociological Review 51 (6): 993-1022, https://doi.Org/10.13060/00380288.2015.51.6.226. Fučík, P. 2018. „Vzdělání a riziko rozvodu." Pp. 109-121 in D. Hamplová, T. Katrňák (eds.). Na vzdělání záleží. Brno: CDK. Fučík, P., B. E. Chromková Manea, L. Rabušic. 2019. „K problému deinstitucionalizace manželství." Pp. 33-60 in L. Rabušic, Z. Kusá, B. Chromková Manea, K. Střapcová. 2019. Odděleně spolu? Česko a Slovensko optikou vývoje hodnot po roce 1991. Bratislava: Slovart. Generations and Gender Programme. 2020. About [online]. Generations and Gender Programme [cit. 24. 9. 2020]. Dostupné z: https://www.ggp-i.org/form/. Hamplová, D. 2000. „Postoje k manželství a rodičovství." Pp. 67-98 in L. Fialová, D. Hamplová, M . Kučera, S. Vymětalová. Představy mladých lidí o manželství a rodičovství. Praha: Sociologické nakladatelství (SLON). 2 5 Sociologický časopis / Czech Sociological Review, 2023, Vol. 59, No. 1 Hamplová, D. 2003. „Preferované partnerské uspořádání: sociodemografické a hodnotové rozdíly." Demografie 45 (3): 166-176. Hamplová, D. 2007. „Děti bez manželství nebo bez otců?" Data a výzkum - SDA Info 1 (2): 141-154. Hamplová, D. 2018. „Rodinné chování a hodnoty a vzdělání." Pp. 75-88 in D. Hamplová, T. Katrňák (eds.). Na vzdělání záleží. Brno: CDK. Hárágus, M . 2015. „From Cohabitation to Marriage when a Child Is on the Way. A Comparison of three Former Socialist Countries: Romania, Bulgaria and Hungary." journal of Comparative Family Studies 46 (3): 329-350, https://doi.Org/10.3138/jcfs.46.3.329. Hárkonen, J., F. Bernardi, D. Boertien. 2017. „Family Dynamics and Child Outcomes: A n Overview of Research and Open Questions." European journal of Population 33 (2): 163-184, https://doi.org/10.1007/sl0680-017-9424-6. Hárkonen, J., M . D. Brons, J. Dronkers. 2021. „Family Forerunners? Parental Separation and Partnership Formation in 16 Countries." journal of Marriage and Family 83 (1): 119-136, https://doi.org/10.llll/jomf.12682. Hárkonen, J., J. Dronkers. 2006. „Stability and Change in the Educational Gradient of Divorce. A Comparison of Seventeen Countries." European Sociological Review 22 (5): 501-517, https://doi.org/10.1093/esr/jcl011. Hasmanová Marhánková, J., M . Kreidl. 2012. Proměny partnerství: Životní dráhy a partnerství v české společnosti. Praha: Sociologické nakladatelství (SLON). Hastings, O. P., D. Schneider. 2021. „Family Structure and Inequalities in Parents' Financial Investments in Children." Journal of Marriage and Family 83 (3): 717-736, https://doi.org/10.llll/jomf.12741. Hašková, H . 2014. „Odchod z domova rodičů." Pp. 59-78 in H . Hašková (ed.) et al. Vlastní cestou. Životní dráhy v pozdně moderní společnosti. Praha: Sociologické nakladatelství (SLON). Heintz-Martin, V., A. Langmeyer. 2020. „Economic Situation, Financial Strain and Child Wellbeing in Stepfamilies and Single-Parent Families in Germany." journal of Family and Economic Issues 41 (3), https://doi.org/10.1007/sl0834-019-09653-z. Heuveline, P., J. M . Timberlake, F. F. Furstenberg. 2003. „Shifting Child Rearing Single Mothers: Results from 17 Western Nations." Population and Development Review 29: 47-71, https://doi.Org/10.llll/j.1728-4457.2003.00047.x. Heuveline, P., J. M . Timberlake. 2004. „The Role of Cohabitation in Family Formation: The United States in Comparative Perspective." journal of Marriage and Family 66 (5): 1214-1230, https://doi.Org/10.llll/j.0022-2445.2004.00088.x. Holland, J. A. 2013. „Love, Marriage, then the Baby Carriage? Marriage Timing and Childbearing in Sweden." Demographic Research 29: 275-306, https://doi.org/10.4054/DemRes.2013.29.ll. Chaloupková, J. 2007. „Diferenciace motivů svobodného mateřství: proč neprovdané matky nevstoupily před narozením svého prvního dítěte do manželství?" Data a výzkum - SDA Info 1 (2): 127-140. Chaloupková, J. 2010. „The De-standardisation of Early Family Trajectories in the Czech Republic: A Cross-cohort Comparison." Sociologický časopis / Czech Sociological Review 46 (3): 427-451, https://doi.Org/10.13060/00380288.2010.46.3.05. Chaloupková, J. 2011. „Nejdříve dítě, potom svatba? Rodinné dráhy neprovdaných matek." Gender, rovné příležitosti, výzkum 12 (2): 30-39. James, S. L., B. A. Beattie 2012. „Reassessing the Link between Women's Premarital Cohabitation and Marital Quality." Social Forces 91 (2): 635-662, https://doi.org/10.1093/sf/sosl26. 2 6 Stati Jann, B. 2004. „Stata Tip 8: Splitting Time-span Records with Categorical Time-varying Covariates." The Stata journal 4 (2): 221-222, https: //doi.org/10.1177/ 1536867X0400400212. Jose, A., K. D. O'Leary, A. Moyer. 2010. „Does Premarital Cohabitation Predict Subsequent Marital Stability and Marital Quality? A Meta-Analysis." Journal of Marriage and Family 72: 105-116, https://doi.Org/10.llll/j.1741-3737.2009.00686.x. Katrňák, T. et al. 2010. Na prahu dospělosti. Praha/Brno: Dokořán/Masarykova univerzita. Kearney, M . S., P. B. Levine. 2017. „The Economics of Nonmarital Childbearing and the Marriage Premium for Children." Annual Review of Economics 9 (1): 327-352, https: //doi.org/ 10.1146/annurev-economics-063016-103749. Kerrigan, S., J. Bailey. 2021. „Does Premarital Cohabitation Increase the Likelihood of Future Marital Dissolution?" SN Social Sciences 1:123, https://doi.org/10.1007/s43545-021-00146-l. Kiernan, K. 2002. „Cohabitation in Western Europe: Trends, Issues, and Implications. Pp. 3-31 in A. Booth, A. C. Crouter (eds.). Just Living Together: Implications of Cohabitation on Families, Children and Social Policy. Mahwah: Lawrence Erlbaum Associates. Klímová Chaloupková, J., H . Hašková. 2020. „The Diversity of Pathways to Childlessness in the Czech Republic: The Union Histories of Childless Men and Women." Advances in Life Course Research 46, https://doi.Org/10.1016/j.alcr.2020.100363. Koops, J. C , A. C. Liefbroer, A. H . Gauthier. 2021a. „Having a Child within a Cohabiting Union in Europe and North America: What Is the Role of Parents' Socio-economic Status?" Population Space and Place 27: e2434, https://doi.org/10.1002/psp.2434. Koops, J. C , A. C. Liefbroer, A. H . Gauthier. 2021b. „Socio-Economic Differences in the Prevalence of Single Motherhood in North America and Europe." European Journal of Population 37: 825-849, https://doi.org/10.1007/sl0680-021-09591-3. Kreidl, M . 2012. „Educational Stratification of Marriage Entry under Different Political and Economic Regimes: Evidence from the Czech Republic during the Second Half of the 20th Century." Population Review 51 (2): 151-178. Kreidl, M., M . Stípková. 2012. „Výskyt a načasování nesezdaných soužití v současné ČR." Demografie 54 (2): 120-137. Kreidl, M., M . Stípková, B. Hubatková. 2017. „Parental Separation and Children's Education in Comparative Perspective: Does the Burden Disappear when Separation is More Common?" Demographic Research 36: 73-110, https://doi.Org/10.4054/DemRes.2017.36.3. Kreidl, M., Z. Žilinčíková. 2021. „How Does Cohabitation Change People's Attitudes toward Family Dissolution." European Sociological Review 37 (4): 541-554, https://doi.org/10.1093/esr/jcaa073. Křesťanova, J. 2020. „Trends in Marriage and Divorce Rate in the Past 30 Years (1989-2019)." Demografie 62: 253-267. Kuperberg, A. 2014. „Age at Coresidence, Premarital Cohabitation, and Marriage Dissolution: 1985-2009." Family Relations 76: 352-369, https://doi.org/10.llll/jomf.12092. Leliěvre, É., A. Bringé. 1998. Practical Guide to Event History Analysis using SAS, TDA, STATA. Paris: INED. Liefbroer, A. C , E. Dourleijn. 2006. „Unmarried Cohabitation and Union Stability: Testing the Role of Diffusion Using Data from 16 European Countries." Demography 43 (2): 203-221, https://doi.org/10.1353/dem.2006.0018. Lillard, L. A., M . J. Brien, L. J. Waite. 1995. „Premarital Cohabitation and Subsequent Marital Dissolution: A Matter of Self-Selection?" Demography 32: 437-457, https://doi.org/10.2307/2061690. 2 7 Sociologický časopis / Czech Sociological Review, 2023, Vol. 59, No. 1 Manning, W. D. 2001. „Childbearing in Cohabiting Unions: Racial and Ethnic Differences." Family Planning Perspective 33: 217-222, https://doi.org/10.2307/2673785. Manning, W. D. 2004. „Children and the Stability of Cohabiting Couples." journal of Marriage and Tamily 66: 674-689, https://doi.Org/10.llll/j.0022-2445.2004.00046.x. Manning, W. D. 2015. „Cohabitation and Child Wellbeing." The Tuture of Children 25 (2): 51-66, http://www.jstor.org/stable/43581972. Manning, W. D., J. A. Cohen. 2012. „Premarital Cohabitation and Marital Dissolution: A n Examination of Recent Marriages." Journal of Marriage and Tamily 74 (2): 377-387, https://doi.Org/10.llll/j.1741-3737.2012.00960.x. Manning, W. D., P. J. Smock, D. Majumdar. 2004. „The Relative Stability of Cohabiting and Marital Unions for Children." Population Research and Policy Review 23 (2): 135-159, https://doi.Org/10.1023/B:POPU.0000019916.29156.a7. Manlove, J., E. Wildsmith, E. Ikramullah, S. Ryan, E. Holcombe, M . Scott, K. Peterson. 2012. „Union Transitions Following the Birth of a Child to Cohabiting Parents." Population Research and Policy Review 31 (3): 361-386, https://doi.org/10.1007/sllll3-012-9231-z. McLanahan, S., I. Sawhill. 2015. „Marriage and Child Wellbeing Revisited: Introducing the Issue. The Tuture of Children 25 (2): 3-9, https://doi.org/10.1353/foc.2015.0009. Morávková, H., M . Kreidl. 2017. „Partnerské dráhy prvorodiček bez partnera ve společné domácnosti." Sociologický časopis / Czech Sociological Review 53 (4): 565-591, https://doi.Org/10.13060/00380288.201Z53.4.358. Možný, I. 2002. Česká společnost. Praha: Portál. Možný, I. 2004. „The Czech Family: Slouching towards the Open European Society of Late Modernity." Pp. 15-40 in P. Mareš et al. Society, Reproduction, and Contemporary Challenges. Brno: Barrister and Principal. Možný, I., L. Rabušic. 1992. „Unmarried Cohabitation in Czechoslovakia." Czechoslovak Sociological Review 28:107-117. Musick, K., K. Michelmore. 2015. „Change in the Stability of Marital and Cohabiting Unions Following the Birth of a Child." Demography 52: 1463-1485, https://doi.org/10.1007/sl3524-015-0425-y Oppenheimer, V. K. 1988. „A Theory of Marriage Timing." American journal of Sociology 94 (3): 563-591, https://doi.org/10.1086/229030. Pakosta, P. 2008. „Rozvodovost a vzdělání obou manželů." Demografie: Revue pro výzkum populačního vývoje. Praha: Český statistický úřad 50 (1): 64-70. Pařízková, A. 2012. „Vývoj sociologického pohledu na životní cyklus a životní dráhy." Pp. 22-37 in M . Kreidl, J. Hasmanová Marhánková (eds.). Proměny partnerství. Životní dráhy a partnerství v české společnosti. Praha: Sociologické nakladatelství (SLON). Popenoe, D. 2009. „Cohabitation, Marriage, and Child Wellbeing: A Cross-National Perspective." Society 46 (5): 429-436, https://doi.org/10.1007/sl2115-009-9242-5. Rabušic, L., I. Možný 1998. „Česká rodina, sňatkový trh a reprodukční klima." Pp. 92-110 in J. Večerník, P. Matějů (eds.). Zpráva o vývoji české společnosti 1989-1998. Praha: Academia. Raley, K., M . Sweeney. 2020. „Divorce, Repartnering, and Stepfamilies: A Decade in Review." Journal of Marriage and Tamily 82 (1): 81-99, https://doi.org/10.llll/jomf.12651. Reinhold, S. 2010. „Reassessing the Link between Premarital Cohabitation and Marital Instability." Demography 47 (3): 719-733, https://doi.Org/10.1353/dem.0.0122. Ribar, D. C. 2015. „Why Marriage Matters for Child Wellbeing." The Tuture of Children 25 (2): 11-27, https://doi.org/10.1353/foc.2015.0010. 2 8 Stati Rosenfeld, M . J., K. Roesler. 2019. „Cohabitation Experience and Cohabitation's Association With Marital Dissolution." Journal of Marriage and Family 81 (1): 42-58, https://doi.org/10.llll/jomf.12530. Sassier, S., D. T. Lichter. 2020. „Cohabitation and Marriage: Complexity and Diversity in Union-Formation Patterns." Journal of Marriage and Family 82 (2): 35-61, https://doi.org/10.llll/jomf.12617. Sobotka, T., A. Šťastná, K. Zeman, D. Hamplová, V. Kantorova. 2008. „Czech Republic A Rapid Transformation of Fertility and Family Behaviour after the Collapse of State Socialism." Demographic Research 19: 403-454, https://doi.org/10.4054/DemRes.2008.19.14. Sobotka, T, L. Toulemon. 2008. „Overview Chapter 4: Changing Family and Partnership Behaviour: Common Trends and Persistent Diversity across Europe." Demographic Research 19 (6): 85-138, https://doi.Org/10.4054/DemRes.2008.19.6. Sprocha, B. 2021. „The Continuing Transformation of Nuptiality and Divorce in Czechia and Slovakia After 1989 in a Cohort Perspective." Demografie 63: 91-104. Šťastná, A. 2005. „Mezigenerační přenos rozvodového chování na příkladu České republiky a v mezinárodním srovnání." Demografie 47: 21-31. Štípková, M . 2015. „Ideational and Economic Causes of the Rise in Non-marital Childbearing in the Czech Republic." European Journal of Population 31: 473-494, https://doi.org/10.1007/sl0680-015-9350-4. Štípková, M., M . Kreidl. 2012. „Proměna načasování událostí životních drah." Pp. 38-72 in J. Hasmanová Marhánková, M . Kreidl (eds.). Proměny partnerství. Životní dráhy a partnerství v české společnosti. Praha: Sociologické nakladatelství (SLON). Torche, F , A. Abufhele. 2021. „The Normativity of Marriage and the Marriage Premium for Children's Outcomes." American Journal of Sociology 126 (4): 931-968, https://doi.org/10.1086/713382. Trávníčkové, M., M . Kreidl. 2021. „Slábne v ČR mezigenerační přenos rozvodu?" Sociologický časopis / Czech Sociological Review 57 (5): 531-555, https://doi.org/10.13060/csr.2021.041. Vašková, R. 2006. „Rozhodovací procesy -náctiletých těhotných dívek vedoucí k volbě časného rodičovství." Pp. 79-117 in D. Hamplová, P. Šalamounova, G. Šamanova (eds^). Životní cyklus. Sociologické a demografické perspektivy. Praha: Sociologický ústav A V C R . Vaus, D. de, L. Qu, R. Weston. 2005. „The Disappearing Link between Premarital Cohabitation and Subsequent Marital Stability." Journal of Population Research 22 (2): 99-118, https://doi.org/10.1007/BF03031824. Vohlídalová, M . 2014. „Partnerství a vybrané partnerské tranzice." Pp. 79-102 in H . Hašková (ed.) et al. Vlastní cestou. Životní dráhy v pozdně moderní společnosti. Praha: Sociologické nakladatelství (SLON). Wolfinger, N. H . 1999. „Trends in the Intergenerational Transmission of Divorce." Demography 36: 415-420, https://doi.org/10.2307/2648064. Wu, L. L., K. Musick. 2008. „Stability of Marital and Cohabiting Unions Following a First Birth." Population Research and Policy Review 27 (6): 713-727, https://doi.org/10.1007/sllll3-008-9093-6. Yamaguchi, K. 1991. Event History Analysis. London: Sage Publications. Zartler, U. „Children and Parents after Separation." Pp. 300-313 in N. F. Schneider, M . Kreyenfeld (eds.). Research Handbook on the Sociology of the Family. Cheltenham Edward Elgar, https://doi.org/10.4337/9781788975544.00029. Žilinčíková, Z. 2017. „Do Children Matter for the Stability of Cohabitation? A CrossNational Comparison." Population 72 (4): 649-670. 2 9 Sociologický časopis / Czech Sociological Review, 2023, Vol. 59, No. 1 Žilinčíková, Z., N . Hiekel. 2018. „Transition from Cohabitation to Marriage. The Role of Marital Attitudes in Seven Western and Eastern European Countries." Comparative Population Studies 43, https://doi.org/10.12765/CPoS-2018-04. 3 0