VÃK PÿI S ATKU A ROZDÕL MEZI VÃKEM éenicha A VÃKEM NEVÃSTY V»ESK REPUBLICE V LETECH 1991ñ2004

Transkript

1 2006 ï RO»NÕK 48 ï»õslo 1 VÃK PÿI S ATKU A ROZDÕL MEZI VÃKEM éenicha A VÃKEM NEVÃSTY V»ESK REPUBLICE V LETECH 1991ñ2004 KRYäTOF ZEMAN Age at Marriage and Age Difference Between the Age of Groom and Age of Bride in the Czech Republic in 1991ñ2004 The article analyses the age at marriage and the difference between the age of groom and age of bride using the individual records on marriages in 1991ñ2004 in the Czech Republic. The two analysed indicators are examined in relation to the marital status, order of marriage, completed level of education and residence. Among time dimensions we examine the role of calendar time, individual age at marriage and birth cohort. In the first part, simple averages are used for the overview. Later, multiple linear regression models are implemented. The article concludes that while the age at marriage increased by about 5 years since 1991, the age difference between the spouses remained on level 3 years (2.5 years for first marriages), and that the main determinant of the age difference between spouses is the age at marriage, particularly that of groom. Demografie, 2006, 48: 1ñ11 PoË tkem 90. let zapoëala etapa v znamn ch zmïn v populaënìm chov nì obyvatelstva»r. Proces súateënosti, kter byl po nïkolik desetiletì znaënï homogennì zejmèna svou vysokou rovnì intenzity ve velmi mladèm vïku, bïhem nïkolika let zcela zmïnil sv j charakter. Mezi roky ) a 2004 doölo k rychlèmu propadu poëtu kaûdoroënï uzavìran ch manûelstvì a k r stu pr mïrnèho vïku snoubenc p ibliûnï o pït let. Tabulkov prvosúateënost ûen klesla z hodnot nad 0,95 pod 0,70, naznaëujìc, ûe p es 30 % ûen by p i zachov nì souëasnè rovnï súateënosti z stalo neprovdan ch. D vody souëasn ch zmïn byly intenzivnï diskutov ny v odbornèm tisku. Pat Ì mezi nï p edevöìm zmïny soci lnìho chov nì spojovanè s druh m demografick m p echodem, kterè se odr ûejì zejmèna v odkl d nì súatk a rozenì dïtì do vyööìho vïku. Nov m jevem je rozmach kohabitace (nesezdanèho souûitì), buôto jako p edehry nebo dokonce alternativy k manûelstvì. Vliv mïla tèû urëit stagnace demografickèho chov nì obyvatelstva spojen s p echodn m zhoröenìm soci lnì a ekonomickè situace bïhem 1) V roce 1991 doölo vlivem zruöenì manûelsk ch p jëek k vïtöìmu propadu poëtu uzav en ch manûelstvì oproti roku 1990, kdy byl naopak poëet súatk vyööì o súatky anticipovanè. 1

2 Demografie, 2006, roë. 48, Ë. 1 zav dïnì trûnìho hospod stvì. Za vahu d le stojì moûnost vlivu fluktuacì v poëtech súatkuschopnèho obyvatelstva podle vïku ñ tzv. súatkov trh ñ bïhem vstupu populaënï siln ch roënìk 70. let do vïku nejvyööì intenzity zakl d nì manûelstvì. NedostateËn popt vka na súatkovèm trhu m ûe vyvolat struktur lnì zmïnu, odr ûejìcì se nap Ìklad v posunu vïku snoubenc a rozdìlu mezi vïkem ûenicha a vïkem nevïsty p i súatku. Pr vï tyto dva jmenovanè ukazatele se chyst analyzovat n sledujìcì staù. Na poë tku minulèho stoletì 2), v roce 1910 Ëinil vïk svobodn ch p i súatku 28,0 let u muû a 25,4 let u ûen (Fialov, 2002). V roce 1921 byla hodnota vïku p i vstupu do manûelstvì pro muûe 28,6 let, u ûen 25,9 (KuËera, 1994). RozdÌl Ëinil dlouhodobï okolo 2,5 roku. Od tè doby se vïk p i súatku sniûoval aû do poë tku 90. let. K v raznèmu snìûenì doölo poprvè bïhem obdobì protektor tu, kdy dìky nerovnostem na súatkovèm trhu doch zelo k rychlejöìmu sniûov nì súatkovèho vïku u ûen neû u muû a k r stu vïkovèho rozdìlu aû na 4,5 roku (KuËera, 1994). BÏhem pades t ch let doölo naopak k rychlejöìmu snìûenì vïku p i vstupu do prvnìho manûelstvì u muû neûli u ûen ñ mezi roky 1950 a 1970 klesl podle Srba a Fesenka (1975) súatkov vïk u muû o 2,2 roku, zatìmco u ûen pouze o 1,4 roku; vïkov rozdìl se tak snìûil z 3,2 na 2,3 roku. NejËastÏjöÌ vïk snoubenc klesl mezi t ic t mi a öedes t mi lety dvac tèho stoletì z 25 let na 22 let u muû, u ûen z 23 dokonce na 18 aû 19 let; podìl súatk, v nichû byla nevïsta staröì ûenicha, klesl z 18 na 10 % (JureËek, 1967). Jak je patrnè z tab. 1, od 60. let se pr mïrn tabulkov vïk ûenich a nevïst p i prvnìm súatku mïnì ve vz jemnè shodï a jejich rozdìl se pohybuje v zkèm rozpïtì 2,1ñ3,3 rok. Takto hrub ukazatel n m vöak o vz jemnèm vztahu vïku obou snoubenc mnoho ne ekne. Tab. 1 Základní charakteristiky sňatečnosti v České republice, (Basic characteristics of nuptiality, Czech Republic, ) Tabulková Průměrný tabulkový věk při prvním sňatku Rok prvosňatkovost Rozdíl m ž Počet sňatků žen (%) muži ženy ,4 25,8 22,3 3, ,6 24,6 21,4 3, ,9 24,4 21,7 2, ,9 24,9 21,7 3, ,9 24,5 21,8 2, ,2 24,0 21,4 2, ,4 24,7 22,2 2, ,8 24,8 22,5 2, ,9 25,4 23,2 2, ,5 26,2 23,9 2, ,0 26,7 24,6 2, ,1 27,1 24,9 2, ,7 27,6 25,4 2, ,7 28,1 25,7 2, ,1 28,5 26,2 2, ,4 28,8 26,4 2, ,5 29,2 26,9 2, ,4 29,7 27,2 2, ,7 30,2 27,7 2, ,8 30,5 28,0 2, Prameny: ČSÚ, 2005; FSÚ, 1989; Kretschmerová, 2004; Rychtaříková, 1995; Růžička Kučerová, ) V tomto historickèm exkurzu jsou uv dïna data z r zn ch zdroj vypoëtena rozdìln mi metodami. NÏkterÈ daje se mohou liöit od hodnot uveden ch v tab. 1. Jde tedy spìöe o nastìnïnì celkov ch trend. 2

3 Kryötof Zeman: VÏk p i súatku a rozdìl mezi vïkem ûenicha a vïkem nevïsty v»eskè republice v letech 1991ñ2004 Individu lnì data»eskèho statistickèho adu za súatky uzav enè v letech 1991ñ2004 umoû- ÚujÌ hluböì anal zu vïku p i súatku, a to tèû v n vaznosti na dalöì faktory, kter mi bude v tomto p ÌspÏvku vzdïl nì, rodinn stav, po adì manûelstvì a bydliötï, a co se t Ëe ËasovÈ dimenze tak kromï kalend nìho roku jeötï individu lnì vïk a generace narozenì.»l nek je rozdïlen do dvou Ë stì. V prvnì je analyzov n vïk p i súatku podle pohlavì, jeho rozdìl mezi snoubenci v z vislosti na uveden ch faktorech a v voj tïchto ukazatel mezi roky 1991 a Pr mïrn vïk je vûdy poëìtan jako pr mïr z p esn ch vïk p i súatku 3) (s p esnostì na dny), rozdìl je poëìtan jako pr mïr ze vöech individu lnìch rozdìl p esnèho vïku nevïsty odeëtenèho od p esnèho vïku ûenicha. V druhè Ë sti je analyzov n rozdìl sofistikovanïjöìm zp sobem pomocì vìcerozmïrnè line rnì regresnì anal zy. Ta pom ûe identifikovat Ëist vliv jednotliv ch faktor na vïkov rozdìl p i súatku, oëiötïn od vz jemn ch vztah a z vislostì mezi tïmito faktory. DalöÌm z mïrem bude zjistit, jestli jsou pro vz jemn vztah mezi vïkem snoubenc stïûejnì spìöe charakteristiky ûenicha anebo nevïsty. NÏkterÈ faktory jsou vìce vz jemnï prov zanè a jsou tedy do anal z zahrnov ny pouze nïkterè z nich. Rodinn stav a po adì manûelstvì nap Ìklad spolu tïsnï souvisì, z roveú jsou propojenè s vïkem vstupu do manûelstvì i s roënìkem narozenì. ZajÌmavÈ je, ûe hodnota parci lnìho korelaënìho koeficientu mezi adami vïkovèho rozdìlu snoubenc a rokem uzav enì súatku se rovn nule, coû naznaëuje, ûe rozdìl se bïhem let 1991ñ2004 v bec nemïnil. Z anal zy parci lnìch korelaënìch koeficient d le nap Ìklad vypl v, ûe nejvyööì ukonëenè vzdïl nì nevïsty roste se vzdïl nìm ûenicha, u obou pohlavì je navìc v pr mïru vyööì u praûskèho obyvatelstva. Hodnota a znamènko korelaënìho koeficientu mezi rozdìlem vïku snoubenc p i súatku a nïkter mi dalöìmi charakteristikami budou komentov ny v dalöì Ë sti Ël nku. Anal za pr mïr z individu lnìch dat P edevöìm je jasnè, ûe prvnì súatky svobodn ch partner majì jinè charakteristiky neû súatky rozveden ch Ëi ovdovïl ch. P ibliûnï dvï t etiny súatk v»eskè republice je uzavìr no dvïma svobodn mi snoubenci (podìl mìrnï klesl mezi roky 1991 a 2004 z 69 % na 64 %). Tab. 2 Průměrný věk při sňatku všechny sňatky (Mean age at marriage all marriages) Rok Ženich Nevěsta Rozdíl ,5 24,5 3, ,6 24,6 3, ,8 24,8 3, ,4 25,3 3, ,8 25,8 3, ,1 26,1 3, ,9 27,0 3, ,0 27,0 3, ,5 27,5 3, ,9 27,9 3, ,2 28,3 3, ,8 28,8 3, ,3 29,3 3, ,7 29,7 3, ,2 5,2 0,0 U tïchto súatk vzrostl pr mïrn vïk ûenicha z 23,5 v roce 1991 na 28,3 v roce 2004, u nevïst ölo o posun z vïku 21,0 na 25,9 let. U obou pohlavì vzrostl vïk p i súatku svobodn ch o necel ch pït let, zmïna pr mïrnèho rozdìlu vïku p i súatku byla nepatrn. Pokud bereme v vahu vöechny súatky bez ohledu na rodinn stav, vïk vzrostl u obou pohlavì o 5,2 roku, u ûen z 24,5 na 29,7, u muû z 27,5 na 32, 7. Lze tedy konstatovat, ûe pr mïrn rozdìl ve vïku snoubenc se nemïnì, ËinÌ dlouhodobï t i roky u vöech súatk a okolo 2,5 roku u súatk protogamnìch (oboustrannï prvnìch). Bez ohledu na to, jestli bereme v potaz vöechny nebo pouze prvnì súatky, je nejëastïjöìm rozdìlem (modus) v dokon- ËenÈm vïku mezi snoubenci 1 rok, medi n se nach zì okolo jen nepatrnï mènï ËastÈ hodnoty dvou let.»astè jsou tèû hodnoty 0 nebo 3 roky. Shodn dokonëen vïk majì snoubenci p ibliû- 3) Na rozdìl od pr mïrnèho vïku vypoëtenèho pomocì tabulky súateënosti jsou pr mïrnè vïky vypoëtenè z re ln ch rozloûenì súatk z vislè na v ze jednotliv ch generacì vstupujìcìch do súatkovèho vïku. 3

4 Demografie, 2006, roë. 48, Ë. 1 nï v desetinï p Ìpad. PodÌl staröìch ûenich poklesl mezi roky 1991 a 2004 ze 75 % na 70 % s tìm, jak rostlo zastoupenì súatk, kde byla staröì nevïsta, z 15 na 20 %. ZatÌmco s rodinn m stavem, p i kterèm snoubenci vstupujì do manûelstvì (a takè s po adìm manûelstvì), samoz ejmï roste i vïk snoubenc (v posloupnosti svobodn -rozveden -ovdovïl ), s vlivem rodinnèho stavu na vïkov rozdìl mezi snoubenci je tomu jinak u ûen a jinak u muû. ZatÌmco u muû tento rozdìl roste (ËinÌ p ibliûnï 2 roky u svobodn ch, p es 5 let u rozveden ch a 8 let u ovdovïl ch), u ûen spìöe kles (ze t Ì let u svobodn ch na hodnoty okolo dvou let u rozveden ch a ovdovïl ch). VÏk svobodn ch vzrostl bïhem obdobì 1991ñ2004 o necel ch pït let, na 28,9 u muû a 26,3 u ûen 4), vïk rozveden ch p i súatku stoupl o 4ñ5 let na 42,5 u muû a 39,0 u ûen a vïk Tab. 3 Průměrný věk při sňatku sňatky protogamní (Mean age at marriage first marriages) Rok Ženich Nevěsta Rozdíl ,5 21,0 2, ,6 21,1 2, ,7 21,2 2, ,0 21,5 2, ,3 21,9 2, ,7 22,3 2, ,2 22,8 2, ,6 23,1 2, ,0 23,6 2, ,4 24,1 2, ,9 24,5 2, ,4 25,0 2, ,9 25,5 2, ,3 25,9 2, ,8 5,0 0,2 ovdovïl ch stoupl zhruba o 2ñ3 roky. SÚatkov rozdìl 5) se vöak p Ìliö nemïnil, jak ukazuje tabulka 4. Tab. 4 Průměrný věk a rozdíl mezi věky ženicha a nevěsty podle rodinného stavu snoubenců (Mean age and mean difference between age of groom and age of bride according to the marital status) Průměry podle rodinného stavu ženicha 1991 Stav Věk ženicha Rozdíl N svobodný 24,1 2, rozvedený 37,7 5, ovdovělý 56,5 8, Průměry podle rodinného stavu nevěsty 1991 Stav Věk nevěsty Rozdíl N svobodná 21,4 3, rozvedená 34,6 2, ovdovělá 46,9 3,0 941 Průměry podle rodinného stavu ženicha 2004 Stav Věk ženicha Rozdíl N svobodný 28,9 1, rozvedený 42,5 5, ovdovělý 58,0 8,1 650 Průměry podle rodinného stavu nevěsty 2004 Stav Věk nevěsty Rozdíl N svobodná 26,3 3, rozvedená 39,0 2, ovdovělá 49,4 1,5 748 Fakt uveden v minulèm odstavci souvisì tèû s rozdìln m chov nìm na súatkovèm trhu bïhem individu lnìho st rnutì muû a ûen. ZatÌmco ûeny si berou partnery o 2ñ3 roky staröì bez ohledu na aktu lnì vïk (rozdìl se pouze mìrnï sniûuje ze 4 let u súatk teenagerek na 2 roky u ûen staröìch Ëty iceti let), u muû se rozdìl v raznï zvyöuje s vïkem. Pr bïh je dob e patrn z grafu 1, kde jsou tèû pomocì line rnì regrese proloûeny spojnice trend a zobrazeny jejich rovnice. Z nich je z ejmè, ûe u muû je v raznïjöì relativnì zmïna vïkovèho rozdìlu o p ibliûnï 22 % za kaûd rok vïku, zatìmco absolutnì Ëlen je minim lnì. TÈû tïsnost vztahu mezi vïkem p i súatku a rozdìlem vïku oproti snoubence, mï en koeficientem determinace, je vysok (R 2 = 91 %). U ûen je vztah mènï tïsn (R 2 = 79 %); d leûitïjöì je zejmèna absolutnì Ëlen 3,5 roku, relativnì zmïna rozdìlu s vïkem je zanedbateln. 4) Zde se jedn na rozdìl od hodnot z tab. 3 o súatky svobodn ch bez ohledu na stav partnera. 5) Pr mïrn vïkov rozdìl se liöì z pohledu muû a z pohledu ûen, neboù je zde r zn struktura charakteristik partnera. RozdÌl tedy nenì hodnotou pr mïrnèho vïku nevïsty odeëtenou od pr mïrnèho vïku ûenicha, ale pr mïrem vöech rozdìl vïku nevïsty dan ch charakteristik a vïku jejìho manûela (jiû nediferencovanèho). 4

5 Kryötof Zeman: VÏk p i súatku a rozdìl mezi vïkem ûenicha a vïkem nevïsty v»eskè republice v letech 1991ñ2004 Graf 1 Závislost věkového rozdílu mezi snoubenci na věku při sňatku, ČR, (Relation of age difference between the spouses to the age at marriage, CR, ) Tab. 5 Průměrný věk a věkový rozdíl podle věku snoubenců, (Mean age and mean difference between age of groom and age of bride according to the age at marriage, ) Z pohledu ženicha Ženich* Nevěsta** Rozdíl*** 20 20,4 0, ,7 3, ,2 6, ,6 6, ,7 8, ,3 12,2 Pozn.: *Ženich... dokončený věk **Nevěsta... průměrný přesný věk ***Rozdíl... průměr z individuálních rozdílů mezi přesným věkem ženicha a přesným věkem nevěsty Z pohledu nevěsty Nevěsta* Ženich** Rozdíl*** 20 23,9 3, ,1 2, ,5 2, ,3 1, ,3 1, ,5 0,1 Pozn.: *Nevěsta... dokončený věk **Ženich... průměrný přesný věk ***Rozdíl... průměr z individuálních rozdílů mezi přesným věkem ženicha a přesným věkem nevěsty U muû takè ËastÏji doch zì k extrèm m ñ i muûi nejstaröìch vïkov ch kategoriì si berou velmi mladè ûeny, zatìmco staröì ûeny si spìöe berou vrstevnìky. Co se t Ëe po adì manûelstvì, zde je efekt kombinacì vlivu vïku a rodinnèho stavu. Pr mïrn vïkov rozdìl mezi snoubenci kles s po adìm súatku ûeny, hodnota za obdobì 1991ñ2004 ËinÌ 3,2 roku u prvnìho súatku, u druhèho a t etìho súatku rozdìl postupnï kles na 2,7 a 1,4 roku, u n sledujìcìch po adì, kterè vöak relativnï tvo ily mènï neû p l procenta uzav en ch manûelstvì v uvedenèm obdobì, se rozdìl pohybuje okolo nuly. U muû tento rozdìl naopak roste podobnï jako s vïkem p i súatku (p i prvnìm súatku ËinÌ pr mïrn vïkov rozdìl 2,1 roku, p i súatku druhèm 5,5 roku, p i t etìm 7,3, p i ËtvrtÈm 8,6 atd.). Hodnota parci lnìho korelaënìho koeficientu mezi rodinn m stavem vstupujìcìho do manûelstvì a vïkov m rozdìlem snoubenc ËinÌ 0,32 pro muûe a ñ0,06 pro ûeny (za celè obdobì 1991ñ2004). PodobnÈ jsou hodnoty kore- 5

6 Demografie, 2006, roë. 48, Ë. 1 laënìho koeficientu mezi po adìm manûelstvì a rozdìlem (0,31 a ñ0,08) a mezi vïkem a rozdìlem (0,46 a ñ0,11 resp.). Z toho je patrnè, ûe vïkov rozdìl roste zejmèna s vïkem p i súatku/ rodinn m stavem/po adìm súatku ûenicha, zatìmco je mnohem mènï z visl na podobn ch charakteristik ch nevïsty. P estoûe nejvyööì ukonëenè vzdïl nì p Ìmo souvisì s vïkem, nevypl v z toho, ûe by mïli vzdïlanïjöì snoubenci vyööì pr mïrn vïk p i súatku. To platì pouze pro prvnì súatek, u vöech súatk dohromady je vöak pr mïrn vïk ovlivnïn tìm, ûe podìl rozveden ch a ovdovïl ch je nejvyööì mezi snoubenci se z kladnìm vzdïl nìm (v roce 2004 Ëinil okolo 40 %). ZatÌmco mezi muûi n sleduje kategorie vysokoökol k (24 %), podìl vd vajìcìch se opakovanï mezi vysokoökolaëkami je ze vöech kategoriì pohlavì a vzdïl nì nejniûöì (12 %). NejstaröÌmi snoubenci tak v roce 2004 byli lidè se z kladnìm vzdïl nìm. U osob se z kladnìm vzdïl nìm tèû doölo k nejvïtöìmu relativnìmu poklesu roënìch poët súatk v souvislosti s tìm, jak v tèto skupinï roste oblìbenost souûitì v nesezdanèm svazku ñ kup Ìkladu podìl mimomanûelsky narozen ch Ëinil v roce 2004 u matek se z kladnìm vzdïl nìm 67 % ve srovn nì s celorepublikov m pr mïrem 31 %. ZajÌmavÏjöÌ je vöak anal za vïkovèho rozdìlu mezi snoubenci v z vislosti na ukonëenèm vzdïl nì. ZatÌmco u prvnìch t Ì kategoriì vzdïl nì (z kladnì, st ednì bez maturity vëetnï vyu- ËenÌ, st ednì s maturitou) jsou hodnoty rozdìlu srovnatelnè (vz jemnï i s hodnotou za celou populaci, kter ËinÌ 3 roky), ukonëenè vysokoökolskè vzdïl nì muû zd se vïkov rozdìl snoubenc mìrnï zvyöovat, zatìmco u ûen rozdìl sniûuje (tab. 6). Pokud analyzujeme vzdïl nì obou snoubenc navz jem (za celè obdobì 1991ñ2004), je patrnè ûe vyööì vzdïl nì ûeny sniûuje rozdìl, zatìmco vyööì vzdïl nì muûe rozdìl zvyöuje (tab. 7). NejuûöÌ vïkov rozdìl je u svazk, kde je ûena vzdïlanïjöì neû muû, naopak rozdìl u súatk vysokoökolsky vzdïlan ch muû s nevïstou se z kladnìm vzdïl nìm ËinÌ tèmï 6 let. Z hodnoty korelaënìho koeficientu mezi vzdïl nìm nevïsty a ûenicha (0,55) je patrn zk vztah mezi tïmito charakteristikami. SÚatky po tèto str nce endogamnì (stejn stupeú ukonëenèho vzdïl nì) vykazujì asi o Ëtvrt roku niûöì rozdìl mezi vïkem snoubenc ñ ûeniöi b vajì o 1,5 roku mladöì, nevïsty o 1,2 roku mladöì neû snoubenci ze vzdïlanostnï smìöenèho manûelstvì 6). Tab. 6 Průměrný věk a věkový rozdíl podle nejvyššího ukončeného vzdělání (Mean age and mean difference between age of groom and age of bride according to the completed level of education) Průměry podle vzdělání ženicha 1991 Vzdělání Věk ženicha Rozdíl N základní 30,8 3, střední bez m. 26,0 2, střední s mat. 27,2 2, vysokoškolské 32,0 4, Průměry podle vzdělání nevěsty 1991 Vzdělání Věk nevěsty Rozdíl N základní 27,5 3, střední bez m. 22,8 2, střední s mat. 24,3 3, vysokoškolské 29,0 2, Průměry podle vzdělání ženicha 2004 Vzdělání Věk ženicha Rozdíl N základní 35,3 2, střední bez m. 32,9 3, střední s mat. 31,6 2, vysokoškolské 33,5 3, Průměry podle vzdělání nevěsty 2004 Vzdělání Věk nevěsty Rozdíl N základní 33,0 3, střední bez m. 30,5 3, střední s mat. 28,7 3, vysokoškolské 29,5 2, ) V souvislosti s tìm je zajìmavè, ûe nejvyööì podìl oboustrannï prvnìch manûelstvì je uzavìr n mezi vzdïlanostnï homogennìmi snoubenci, zatìmco ze súatk vysokoökol k s osobou z kladnìho vzdïl nì (v obou smïrech) je homogennì pouh t etina. SÚatky mladöìch snoubenc shodnèho vzdïl nì tak ukazujì na specifick typ svazk utvo en ch bïhem studia. 6

7 Kryötof Zeman: VÏk p i súatku a rozdìl mezi vïkem ûenicha a vïkem nevïsty v»eskè republice v letech 1991ñ2004 Tab. 7 Průměrný věkový rozdíl podle vzájemného vzdělání, (Mean difference between age of groom and age of bride according to the completed level of education of both spouses, ) Ženich / Nevěsta základní 1. 2,8 2,2 2,7 2,5 střední bez m. 2. 3,6 2,9 2,6 2,3 střední s mat. 3. 4,0 3,2 2,9 2,2 vysokoškolské 4. 5,9 5,2 4,9 2,8 U vlivu bydliötï byla analyzov na odliönost chov nì praûsk ch snoubenc od situace v regionech. Charakteristika praûsk ch snoubenc se v raznïji zmïnila bïhem devades t ch let. V roce 1991 byl pr mïrn vïk p i súatku obëan Prahy o 3ñ4 roky vyööì neû u ostatnìho obyvatelstva. V dalöìch letech vöak rostl vïk mimopraûsk ch rychleji a pro rok 2004 Ëinila diference jiû jen necelè 2 roky. Co se t Ëe rozdìlu mezi vïkem ûenicha a nevïsty, ten byl v roce 1991 p ibliûnï o p l roku vyööì u praûsk ch snoubenc, v roce 2004 se vöak jiû v raznïji neliöil od mimopraûsk ch. Tab. 8 Průměrný věk a věkový rozdíl podle bydliště snoubenců (Mean age and mean difference between age of groom and age of bride according to the residence: Non Prague / Prague) Průměry podle bydliště ženicha 1991 Bydliště Věk ženicha Rozdíl mimopražské 27,1 2,9 Praha 30,8 3,5 odchylka 3,7 0,6 Průměry podle bydliště nevěsty 1991 Bydliště Věk nevěsty Rozdíl mimopražské 24,2 2,9 Praha 27,5 3,3 odchylka 3,3 0,4 Průměry podle bydliště ženicha 2004 Bydliště Věk ženicha Rozdíl mimopražské 32,4 2,9 Praha 34,3 3,2 odchylka 1,9 0,3 Průměry podle bydliště nevěsty 2004 Bydliště Věk nevěsty Rozdíl mimopražské 29,5 3,0 Praha 31,4 2,9 odchylka 1,9 0,0 Line rnì regresnì modely V dalöìm oddìle budou ovï eny a doplnïny v sledky zìskanè prost m pr mïrov nìm individu lnìch dat implementov nìm modelu vìcerozmïrnè line rnì regresnì anal zy. Za prvè tak budou zìsk ny informace o vlivu jednotliv ch faktor oëiötïnè od vz jemn ch z vislostì mezi tïmito faktory. Bude tak zjiötïno, kterè z d leûit ch charakteristik, jako je vzdïl nì, bydlenì v Praze, rodinn stav Ëi vïk p sobì p Ìmo a kterè pouze sdìlejì vliv spoluz visl ch faktor. Snahou je zìskat p edstavu o tom, zda se nïjak mïnì chov nì mlad ch generacì, p edevöìm generacì siln ch populaënìch roënìk 70. let, z hlediska chov nì na súatkovèm trhu, pokud bude oëistïn vliv roënìku narozenì od vlivu mladöìho vïku. Za druhè v sledky regresnì anal zy umoûnì lèpe srovnat súatkovè chov nì v roce 1991 s rokem 2004 z hlediska p ÌpadnÈho posunu v znamu u jednotliv ch faktor ñ model poëìt i s p Ìpadn m vlivem zmïn v hy jednotliv ch charakteristik bïhem Ëasu, kterè eliminuje. A za t etì anal za pom ûe lèpe navz jem srovnat vlivy faktor na stranï ûenicha s efektem charakteristik nevïsty. Teoreticky se vych zì z modelu y = α + βíx + u, kde y je zjiötïn v stup charakteru spojitè veliëiny, zde vïk p i súatku Ëi rozdìl mezi vïkem ûenicha a vïkem nevïsty. Vektor βí znaëì hledanè parametry (regresnì koeficienty) odpovìdajìcì souboru hodnot vstupnìch dat kategori lnìho charakteru X, α znaëì absolutnì Ëlen popisujìcì z kladnì distribuci (tzv. baseline). Rezidu lnì (chybov ) Ëlen u odpovìd norm lnìmu rozdïlenì N(0, σ 2 u ). V modelu byly pouûity pro kaûdè pohlavì n sledujìcì parametry 7) : ñ nejvyööì ukonëenè vzdïl nì ñ z kladnì, st ednì bez maturity vëetnï vyuëenì, st ednì s matu- 7) V poëty byly provedeny v programu aml. 7

8 Demografie, 2006, roë. 48, Ë. 1 ritou, vysokoökolskè, kde kategorie st ednìho vzdïl nì bez maturity byla zvolena jako z - kladnì, ke kterè se ostatnì t i kategorie vztahujì; ñ rodinn stav p i súatku ñ z kladnì kategorie svobodn ch, d le rozvedenì a ovdovïlì; ñ bydliötï ñ Praha nebo jin obec (druh kategorie z kladnì); ñ prvnì charakteristikou ËasovÈ dimenze pouûitè p i modelov nì vïkov ch rozdìl je vïk p i súatku, rozdïlen na intervaly 16ñ24, 25ñ29 (z kladnì), 30ñ34, 35ñ44 a 45+; ñ druhou Ëasovou charakteristikou, pouûitou v poslednìm ze t Ì model, je generace narozenì, rozdïlen na obdobì narozen ch do roku 1965 (z kladnì), 1966ñ1971, 1972ñ1977 a VÏk p i súatku byl analyzov n zvl öù za muûe a zvl öù za ûeny, v roce 1991 a v roce RozdÌl mezi vïkem ûenicha a vïkem nevïsty byl analyzov n pomocì dvou r zn ch model. V prvnìm p ÌpadÏ je zkoum no ovlivnïnì vïkovèho rozdìlu vöemi charakteristikami jednoho ze snoubenc vëetnï vïku p i súatku, avöak bez ukazatele roënìku narozenì 8), ve dvou r zn ch obdobìch. Modelov ny zde byly postupnï celkem Ëty i sady dat, zvl öù za muûe a zvl öù za ûeny, v roce 1991 a v roce Ve druhèm p ÌpadÏ ölo o to, zjistit efekt generaënì, tedy, zda se u mladöìch generacì mïnì vïkov rozdìl mezi partnery. VÏk zde byl modelov n spojitï a nikoli v intervalech a analyzov na byla souhrnnï data za celè obdobì 1991ñ2004, zvl öù pro muûe a zvl öù pro ûeny. Tab. 9 Výsledky modelu věku při sňatku (Parameter estimates of the model of age at marriage) Ukazatel Ženich Nevěsta baseline věk při sňatku 23,2 28,6 20,3 25,7 vzdělání základní +2,1 +1,7 +1,6 +1,4 střední bez maturity b b b b střední s maturitou +0,8 0,4 +1,3 +0,0 vysokoškolské +4,1 +1,5 +5,0 +1,9 stav při sňatku svobodný b b b b rozvedený +13,2 +13,6 +13,0 +12,8 ovdovělý +31,6 +28,8 +25,2 +23,0 bydliště Praha +1,6 +1,4 +1,6 +1,6 jiné b b b b σ (u) 6,3 6,9 5,7 6,3 log Likelihood Tab. 9 shrnuje v sledky prvnìho modelu pro vïk p i súatku. Baseline oznaëuje modelovou hodnotu vïku p i súatku pro danou z kladnì skupinu, coû jsou v naöem p ÌpadÏ svobodnì snoubenci se st edoökolsk m vzdïl nìm bez maturity, kte Ì nebydlì v Praze. OstatnÌ hodnoty ukazujì absolutnì odchylku vïku podle danè kategorie a jestli je vïk niûöì (z pornè hodnoty) nebo vyööì neû u z kladnì skupiny. Hodnoty tuënï vytiötïnè jsou statisticky signifikantnì (skupina se liöì od z kladnì skupiny na 5% hladinï v znamnosti), hodnoty tiötïnè kurzìvou jsou statisticky nesignifikantnì. Ve spodnì Ë sti tabulky je uvedena hodnota smïrodatnè odchylky rezidu lnìho Ëlenu modelu a hodnota logaritmu tzv. likelihood (jde o testovacì statistiku pouûìvanou p i odhadov nì parametr modelu metodou maxim lnì vïrohodnosti). V sledky prvnìho modelu se p Ìliö neliöì od v sledk anal zy pr mïr z individu lnìch daj. Z kladnì hodnoty modelovèho vïku p i súatku v tabulce 9 se podobajì hodnot m pr mïrnèho vïku svobodn ch snoubenc (tab. 3), vïk vzrostl mezi roky 1991 a 2004 u obou 8) V tomto modelu nebylo moûnè vëlenit informaci o roënìku narozenì, neboù mezi jiû zahrnut m vïkem p i súatku, kalend nìm rokem súatku a generacì existuje line rnì z vislost. 8

9 Kryötof Zeman: VÏk p i súatku a rozdìl mezi vïkem ûenicha a vïkem nevïsty v»eskè republice v letech 1991ñ2004 pohlavì o 5,4 roku. Je t eba p ipomenout, ûe model umoûúuje analyzovat efekt jednotliv ch charakteristik oëiötïn od vz jemn ch vliv mezi jednotliv mi charakteristikami. RozvedenÌ muûi a ûeny se ûenì Ëi vd vajì pr mïrnï o 13 let pozdïji, u ovdovïl ch je posun vïku jeötï v raznïjöì. PraûötÌ obëanè se berou p ibliûnï o 1,5 roku staröì bez ohledu na obdobì, p iëemû je zajìmavè, ûe v anal ze pr mïr vyöel pro rok 1991 v raznïjöì posun vïku p i súatku obyvatel Prahy o 3ñ4 roky. Z modelov ch v sledk je z ejmè, ûe ölo o struktur lnì zmïnu ñ v roce 1991 se soubor praûsk ch snoubenc liöil sv mi ostatnìmi charakteristikami (zejmèna vïkem a vzdïl nìm) vìce od mimopraûsk ch, neûli je tomu v roce Svou roli zde jistï hr la migrace v 90. letech. NejzajÌmavÏjöÌ v sledek p in öì promïnn vzdïl nì ñ snoubenci se z kladnìm vzdïl nìm stejnï jako vysokoökol ci se berou o 1ñ2 roky pozdïji neûli st edoökol ci; jeötï v roce 1991 vöak v jimeënost vysokoökolsky vzdïlan ch p in öela aû pïtilet odklad súatku vzhledem ke st edoökolsky vzdïlan m. Tento rozdìl byl bïhem 90. let Ë steënï set en takè tìm, jak rostlo zastoupenì vysokoökolsky vzdïlan ch ûen v populaci, z roveú tìm klesala v jimeënost jejich dalöìch, v modelu nezahrnut ch charakteristik (zatìmco v roce 1991 tvo ily súatky vysokoökolaëek pouh ch 5,4 % poëtu vöech súatk, v roce 2004 to bylo jiû 15,7 % vöech súatk a 18,4 % prvnìch súatk ). Tab. 10 Výsledky modelu věkového rozdílu snoubenců (Parameter estimates of the model of age difference between the spouses) Ukazatel Ženich Nevěsta baseline rozdíl (roky) 3,6 1,4 2,6 2,8 věk při sňatku ,2 2,2 +0,4 +2, b b b b ,1 +1,7 0,3 0, ,2 +3,9 1,5 0, ,2 +5,5 0,7 1,4 vzdělání základní 0,7 0,4 +0,4 +0,5 střední bez maturity b b b b střední s maturitou 0,1 +0,1 +0,2 0,0 vysokoškolské +0,0 +0,3 +0,2 0,4 stav při sňatku svobodný b b b b rozvedený +0,2 +0,7 +0,0 +0,1 ovdovělý +1,3 +1,6 +0,8 0,3 bydliště Praha 0,2 0,2 +0,5 +0,3 jiné b b b b σ (u) 4,3 5,0 4,7 5,5 log Likelihood Z vìcerozmïrnè line rnì regresnì anal zy vïkovèho rozdìlu mezi snoubenci vypl vajì tèû nïkterè zajìmavè z vïry. ZatÌmco z hlediska nevïst p etrv v vïkov rozdìl 2,6ñ2,8 roku (jde o hodnotu osob svobodn ch, st edoökolsky vzdïlan ch bez maturity, vd vajìcìch se ve vïku 25ñ29, kterè nebydlì v Praze), u muû tato hodnota klesla z 3,6 v roce 1991 na 1,4 roku v roce Naopak stoupl v znam vïku p i súatku ñ se st Ìm muû vïkov rozdìl mezi snoubenci progresivnï roste, zatìmco z hlediska ûen je tomu naopak. Vliv rodinnèho stavu je v modelu znaënï potlaëen ve srovn nì s v sledky, kterè n m poskytla anal za pr mïr. Zde se dob e projevuje vlastnost modelu kontrolovat vz jemnè z - vislosti charakteristik. Ukazuje se, ûe hlavnìm d vodem toho, proë majì rozvedenì, p ÌpadnÏ ovdovïlì muûi vyööì vïkov rozdìl neû muûi svobodnì je fakt, ûe jsou staröì; samotn rodinn stav p id v k rozdìlu pouze okolo 0,5ñ1,5 roku. U ûen je vliv ned leûit, pokud tedy dojde 9

10 Demografie, 2006, roë. 48, Ë. 1 k z ûenì vïkovèho rozdìlu u rozveden ch ûen, jde opït pouze o vliv jejich staröìho vïku p i opakovanèm súatku. TakÈ vliv vzdïl nì ûenicha na vïkov rozdìl mezi partnery je nesignifikantnì, kromï nejniûöì kategorie z kladnìho vzdïl nì. Vliv vzdïl nì nevïsty je taktèû slab, jde o pohyby ve vïkovèm rozdìlu v du do p l roku. V sledky anal zy charakteristik bydlenì se mìrnï rozch zejì s p vodnì p edstavou. Ukazuje se, ûe ûenichovo praûskè bydliötï vïkov rozdìl spìöe sniûuje, u praûsk ch nevïst jde o mìrnè zv öenì vïkovèho rozdìlu. ZmÏny jsou opït malè, v du do p l roku. Projevuje se zde oëiötïnì od vlivu individu lnìho vïku p i súatku a nejvyööìho ukonëenèho vzdïl nì (vìme, ûe praûötì snoubenci se berou staröì a majì v pr mïru vyööì vzdïl nì, coû jsou charakteristiky zvyöujìcì vïkov rozdìl mezi snoubenci). Tab. 11 Výsledky modelování věkového rozdílu snoubenců v závislosti na ročníku narození (Parameter estimates of the model of age difference between the spouses as related to the birth cohort) Ukazatel Ženich Nevěsta baseline rozdíl (roky) 3,4 3,0 věk při sňatku b 25 +0,19 0,08 generace 1965 b b ,7 0, ,0 0, ,2 +0,7 Pozn.: Model dále kontroluje vliv charakteristik rodinného stavu, vzdělání a bydliště. PoslednÌ model umoûúuje odhadnout zmïny ve súatkovèm chov nì u mladöìch generacì. Jsou zde uv dïny pouze hlavnì v sledky modelu, model d le kontroluje vliv vzdïl nì, rodinnèho stavu i bydliötï. Do modelu jsou zahrnuty vöechny súatky v obdobì 1991ñ2004, zvl öù za muûe a zvl öù za ûeny. VÏk byl tentokr t bran jako spojit veliëina, hodnota z kladnì distribuce platì pro vïk p i súatku 25 u obou pohlavì. Hodnoty pro vïk v tabulce 11 znamenajì, ûe vïkov rozdìl roste se st Ìm ûenicha tempem 19 % za jeden rok, u nevïst rozdìl naopak kles o 8 % za kaûd rok vïku (srovnatelnè s v sledky line rnì regrese v grafu 1). Efekt generace je signifikantnì u obou pohlavì, u ûen jde vöak o nìzkè hodnoty menöì neû jeden rok. Zato u muû se zd, ûe mladöì generace se chovajì v raznï jinak neû generace narozen ch do roku BabyboomovÈ generace 70. let vykazujì o 2 roky menöì vïkov rozdìl neû z kladnì skupina; u muû narozen ch po roce 1978 dokonce vych zì, ûe si nejpravdïpodobnïji berou jiû vrstevnice. Samoz ejmï je ot zkou, do jakè mìry model stihnul vyrovnat efekt mladöìho vïku p i súatku u mladöìch generacì (kterè se jeötï ani Ñnestihliì br t takè ve staröìm vïku). Jako trend lze ovöem konstatovat, ûe vïkov rozdìl se u mladöìch generacì sniûuje. Roli zde m ûe hr t zmiúovan nerovnov ha na súatkovèm trhu bïhem vstupu populaënï siln ch roënìk do vïku nejvyööì intenzity súateënosti. Z vïr Na z kladï proveden ch anal z lze konstatovat, ûe vïkov rozdìl snoubenc se v»eskè republice od poë tku 90. let nemïnì. ZatÌmco v pr mïrnèm vïku p i súatku doölo k v raznèmu r stu p ibliûnï o pït let u obou pohlavì, vz jemn vïkov rozdìl ËinÌ 2,5 roku u svobodn ch snoubenc a t i roky bez ohledu na po adì súatku. VÏk p i súatku p irozenï roste s rodinn m stavem snoubenc, resp. s po adìm uzavìranèho manûelstvì, vïkov rozdìl roste zejmèna s vïkem p i súatku/rodinn m stavem/po adìm súatku ûenicha, zatìmco s podobn mi charakteristikami nevïst vïkov rozdìl pouze mìrnï kles 9). Ukazuje se, ûe hlavnìm d vodem toho, proë majì rozvedenì a ovdovïlì muûi vyööì vïkov rozdìl od snoubenek neû svobodnì muûi, je fakt, ûe jsou staröì, a ûe si jako takovì berou ËastÏji podstatnï mladöì ûeny. Co se t Ëe vlivu nejvyööìho ukonëenèho vzdïl nì, nejstaröìmi snoubenci byli v roce 2004 lidè se z kladnìm vzdïl nìm, i kdyû jeötï v roce 1991 jimi byli vysokoökolsky vzdïlanì; s r stem podìlu vysokoökol k v populaci tady doch zì ke srovn v nì rozdìl demografickèho 9) K podobn m z vïr m dospïl jiû JureËek (1967) p i anal ze vïkov ch rozdìl manûel z dat SËÌt nì

11 Kryötof Zeman: VÏk p i súatku a rozdìl mezi vïkem ûenicha a vïkem nevïsty v»eskè republice v letech 1991ñ2004 chov nì oproti vïtöinovè populaci, projevuje se i vïtöì podìl opakovan ch manûelstvì mezi snoubenci s nejniûöìm vzdïl nìm. S r stem vzdïl nì populace v pr bïhu Ëasu fakticky ub v súatk osob se z kladnìm vzdïl nìm. VyööÌ hodnoty vïkovèho rozdìlu mezi vysokoökol ky nebyly potvrzeny regresnì anal zou, jde tedy opït o zprost edkovan vliv vyööìho vïku vysokoökol k p i vstupu do manûelstvì. V roce 1991 byl pr mïrn vïk p i súatku obëan Prahy o 3ñ4 roky vyööì neû u ostatnìho obyvatelstva. V dalöìch letech vöak rostl vïk mimopraûsk ch rychleji a pro rok 2004 Ëinila odchylka jiû jen necelè 2 roky. Jde zde o zmïnu struktury a charakteristik praûskèho obyvatelstva, svou roli zde hraje jistï takè migrace. Po oëiötïnì od vlivu vyööìho vïku p i súatku a vyööìho vzdïl nì praûsk ch obyvatel za pouûitì regresnì anal zy se ukazuje, ûe praûskè bydliötï ûenich vïkov rozdìl spìöe sniûuje, i kdyû pouze nepatrnï. Z vïrem byl identifikov n trend sniûov nì rozdìlu mezi vïkem ûenicha a vïkem nevïsty u mladöìch generacì muû. ZÌskanÈ poznatky jsou d leûitè pro hluböì porozumïnì procesu súateënosti a jeho zmïn m od poë tku 90. let v»eskè republice. Na z vïry mohou navazovat dalöì anal zy, jako tomu bylo v p ÌpadÏ zkoum nì vlivu vïku manûel v dobï súatku na plodnost manûelstvì (JureËek, 1967) nebo vlivu vïkovèho rozdìlu mezi snoubenci na pravdïpodobnost rozpadu manûelstvì (Zeman, 2003). Jako nejd leûitïjöì charakteristika pro rozdìl mezi vïkem ûenicha a vïkem nevïsty se ukazuje vïk p i súatku, a to zejmèna ûenich v. Literatura»S HistorickÈ daje. Obyvatelstvo (internetov prezentace). http: // Fialov, L Ke zmïn m ve súatkovèm chov nì v 90. letech. Zpravodaj»DS 27, s. 1ñ3. FS Tabulky súateënosti svobodn ch»ssr,»sr a SSR za roky 1961ñ1988.»eskoslovensk statistika. JureËek, Z Skladba manûelstvì podle vïku manûel v dobï súatku a jejì vliv na plodnost manûelstvì. Demografie, roë. 9, Ë. 2, s. 97ñ107. Kretschmerov, T V voj obyvatelstva»eskè republiky v roce Demografie, roë. 46, Ë. 3, s. 153ñ165. KuËera, M Populace»eskÈ republiky 1918ñ1991. Acta Demographica XII, Praha:»DS, S AV»R. Rychta Ìkov, J SÚateËnost svobodn ch v»eskè republice d Ìve a dnes. Demografie, roë. 37, Ë. 3, s. 157ñ171. R ûiëka, L. ñ KuËerov, M SÚateËnost svobodn ch v»eskoslovensku. Demografie, roë. 9, Ë. 3, s. 205ñ215. Srb, V. ñ Fesenko, P »eskoslovenskÈ tabulky súateënosti a rozvodovosti 1970/1971. Demografie, roë. 17, Ë. 1, s. 4ñ13. Zeman, K Divorce and marital dissolution in the Czech Republic and in Austria ñ The role of premarital cohabitation. DisertaËnÌ pr ce, Praha: Katedra demografie a geodemografie, P F UK. KRYäTOF ZEMAN (*1974) dokonëil doktorandskè studium na Kated e demografie a geodemografie P ÌrodovÏdeckÈ fakulty UK v roce V souëasnè dobï pracuje v OddÏlenÌ demografickè statistiky»s. http: // Summary The article analyses the age at marriage and the difference between the age of groom and age of bride using the individual data on marriages in 1991ñ2004 in the Czech Republic. Since 1991, the mean age at marriage increased by 5.2 years from 27.5 to 32.7 for men and from 24.5 to 29.7 for women. However, the mean age difference between the spouses remained constant on level 3 years (2.5 years for first marriages). Examining these indicators in relation to the marital status, order of marriage, completed level of education and residence, we found a natural strong link between age at marriage and family status (or order of marriage). Citizens of Prague marry about 2 years later than citizens of other parts of the Czech Republic. More important was the analysis of the difference between the age of groom and the age of bride. The age gap strongly increases with age at marriage/marital status/order of marriage of males, while the relation from the view of females is negative and much less pronounced. The link with education was found poor and triggered by the higher frequency of divorced among basic-educated spouses and by higher age at marriage among university graduates. However, the gap is lesser in unions where woman is better educated than man. The role of residence was not found important. Using multiple linear regression models, as the single most important determinant of the age difference between the spouses was found the age of groom at marriage. In the last model, the decreasing age difference between the spouses was detected among younger generations of males. 11