Отцы и дети: "премия" за отцовство на российском рынке труда

Рис. 1. Разрыв в оплате труда между мужчинами с детьми (до 18 лет) и мужчинами без детей, данные РМЭЗ НИУ ВШЭ, 2010-2018 гг. (% от средней заработной платы бездетных мужчин)



Примечание: прямой линией отмечен средний за все годы уровень разрыва.

Такое преимущество в оплате труда отцов над не отцами является весьма весомым (для сравнения: разрыв в оплате труда между мужчинами и женщинами на той же выборке составляет примерно 40% от средней заработной платы женщин) и указывает на существование большой «премии» за отцовство. Однако очевидно, что оно может вызываться далеко не только наличием детей. Таблица 3 свидетельствует о том, что отцы отличаются от не отцов по многим социально-демографическим характеристикам.

Таблица 3. Социально-демографические характеристики отцов и не отцов

Отцы	Не отцы
Средний возраст, лет	40,4	40,9
Возрастные группы, %
25-29 лет	11,9	24,9
30-34 года	18,7	14,6
35-39 лет	19,5	10,1
40-44 года	17,3	8,3
45-49 лет	14,0	9,9
50-54 года	10,7	14,6
55-59 лет	8,5	17,7

Отцы	Не отцы
Уровень образования, %
начальное и ниже	0,2	0,7
неполное среднее	9,2	10,4
неполное среднее + ПТУ	3,8	3,9
полное среднее	21,5	24,1
полное среднее + ПТУ	21,6	21,1
среднее профессиональное	18,0	16,7
высшее	25,7	23,0
Семейный статус, %
никогда в браке не состояли	0,2	30,0
в официальном браке	84,4	37,3
в гражданском браке	13,7	18,0
уже не в браке (разведены, вдовцы)	1,8	14,6
Доля занятых, %	91,1	80,6
Часы работы в месяц, часов	187,8	182,0
Длительность специального стажа, лет	7,4	6,7

Мужчины, имеющие детей, в среднем на полгода младше, чем мужчины без детей. Сравнение распределений по 5-летним возрастным группам показывает, что отцы более представлены в возрастной группе 30-49 лет, тогда как не отцы в группах 25-29 лет и 5059 лет. Такая разница в распределениях, безусловно, должна вносить вклад в различия в заработках между отцами и не отцами. Кроме того, среди отцов заметно выше доля тех, кто имеет среднее или высшее профессиональное образование, тогда как среди не отцов относительно высока доля имеющих среднее образование или ниже.

Важно отметить, что более 98% мужчин с детьми состоят в официальном или гражданском браке. Такая высокая доля связана с особенностью обследования РМЭЗ НИУ ВШЭ - как мы уже отмечали, оно позволяют рассматривать только отцов, проживающих в одном домохозяйстве с детьми и, следовательно, с матерью ребенка. Это приводит к тому, что в действительности практически невозможно отделить «премию» за отцовство от супружеской премии. В связи с этим в эконометрическом анализе мы будем рассматривать только мужчин, состоящих либо в гражданском, либо в официальном браке Отметим также, что для 0,2% всех мужчин с детьми (53 человека в абсолютном выражении) наблюдается явное несоответствие между их статусом отца (следовательно, проживанием в одном домохозяйстве с ребенком на момент опроса) и семейным статусом - никогда в браке не состояли. Рассмотрение только женатых мужчин исключает эти наблюдения из анализа..

Доля занятых среди отцов заметно выше, чем среди не отцов, что указывает на то, что отцовство мотивирует мужчин работать. С этим согласуется и положительная разни- ца в средних часах работы за месяц между отцами и не отцами, что частично может объяснять преимущество в оплате труда отцов. Наконец, у отцов наблюдается в среднем более длительный специальный стаж, что может объясняться их меньшей географической мобильностью [МПНте^ 2000] и также вносить некоторый вклад в их заработную плату.

Далее будут представлены результаты эконометрического анализа, который позволяет учесть все эти различия между отцами и не отцами при анализе разрыва в оплате труда между ними.

Эконометрический анализ

Базовая модель. В таблице 4 представлены результаты оценивания уравнения заработной платы, которое учитывает наличие у мужчины ребенка самым «грубым» способом - с помощью дамми-переменной, отражающей факт наличия ребенка любого возраста.

Таблица 4. «Премия» за отцовство, базовая модель, оценки на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ, 2010-2018 гг.

	OLS	FE
	1	2	2	4
Есть хотя бы один ребенок любого возраста	0,168***	0,143***	0,068***	-0,001
	(0,013)	(0,014)	(0,014)	(0,014)
В зарегистрированном браке		0,128***	0 119***	0,036*
		(0,014)	(0,014)	(0,019)
Возраст			0,051***	0,049***
			(0,005)	(0,012)
Квадрат возраста			-0,001***	-0,001***
			(0,000)	(0,000)
Уровень образования (база - полное среднее)
начальное и ниже			-0,508***	0,125
			(0,083)	(0,233)
неполное среднее			-0,092***	0,045**
			(0,023)	(0,023)
неполное среднее + ПТУ			-0,086***	0,012
			(0,029)	(0,028)
полное среднее + ПТУ			0,007	0,019
			(0,017)	(0,019)
среднее профессиональное			0,084***	0,049**
			(0,018)	(0,023)
высшее			0,257***	0,013
			(0,018)	(0,029)
N	25669	25669	25593	25593

Примечания. Стандартные ошибки (в скобках) оцениваются методом, робастным к гетероскедастич- ности и кластерной корреляции. Во всех спецификациях контролируются: тип населенного пункта (город/село), регион проживания (уровень psu) и год опроса. *** - р < 0,01, ** - р < 0,05, * - р < 0,1.

Спецификация, которая включает в себя только детскую дамми-переменную, показывает, что мужчины с детьми получают примерно на 18% больше, чем бездетные мужчины (табл. 4, столбец 1) При интерпретации результатов коэффициенты регрессий пересчитывались по известной формуле (exp(b)-1)100%, где b - оценка коэффициента.. Включение в уравнение дамми-переменной для зарегистрированного брака ведет к сокращению разрыва в оплате труда между отцами и не отцами до 15% (табл. 4, столбец 2). Сама дамми-переменная оказывается значимой, указывая на то, что мужчины, состоящие в официальном зарегистрированном браке, получают примерно на 13,5% больше, чем мужчины в гражданском. С одной стороны, эта разница может быть связана с тем, что как мужчины, так и их супруги, воспринимают официальный брак как что-то большее, чем просто совместное проживание. Это приводит к тому, что все механизмы, включающиеся у мужчин при совместном проживании с женщиной (например, самомотивация или мотивация со стороны жены, см. [Ashwin, Isupova, 2014]), в официально браке могут быть выражены сильнее, чем в гражданском, что и объясняет «премию» за официальный брак. С другой стороны, дело может быть опять же в (само)- отборе: положительный (само)отбор мужчин в официальный брак должен быть выражен сильнее, чем в гражданский.

Последующий контроль возраста и образования ведет к резкому падению оценки коэффициента при детской переменной (табл. 4, столбец 3). Это согласуется с одним из выводов дескриптивного анализа о том, что отцы и не отцы сильно различаются по своим социально-демографическим характеристикам. Отметим, что связь заработной платы с возрастом и образованием согласуется с теоретическими представлениями (прежде всего, теории человеческого капитала) и результатами предшествующих работ. С возрастом заработная плата меняется нелинейно: сначала она растет, а затем, начиная с некоторого момента, сокращается. Максимальную выгоду от образования имеют мужчины с высшим образованием: они получают почти на 30% больше, чем работники со средним общим образованием.

Далее, после контроля ненаблюдаемых фиксированных индивидуальных характеристик коэффициент при детской переменной становится незначимым (табл. 4, столбец 4). Такой результат свидетельствует о том, что наблюдаемая разница в заработках между отцами и не отцами полностью объясняется положительным (само)отбором мужчин в отцовство. Отметим, что после контроля индивидуальных фиксированных эффектов заметно сокращается и оценка коэффициента при зарегистрированном браке. Это указывает на то, что в зарегистрированный брак также происходит положительный (само)от- бор, что в общем согласуется с выводами предшествующих исследований по России [Аистов, 2013].

Возраст и количество детей. В таблице 5 представлены результаты оценивания модели, которая позволяет различать детей разного возраста.

Согласно базовой спецификации, наличие детей любой возрастной группы, за исключением совершеннолетних детей, дает мужчинам преимущество в оплате труда (табл. 5, столбец 1). Отсутствие «премии» за несовершеннолетних детей полностью согласуется

со всеми механизмами, которые могут «работать» в рамках гипотезы воздействия: к моменту достижения ребенком совершеннолетия либо полностью исчезает эффект специализации труда (супруга с большой вероятностью полноценно работает), либо ослабляется идентичность мужчины с ролью отца-кормильца (ребенок начинает иметь собственные источники дохода), либо работодатели не испытывают патерналистского отношения к отцам взрослых детей.



Таблица 5. «Премия» за отцовство, модель с учетом возраста детей, оценки на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ, 2010-2018 гг

	OLS	FE
	1	2	3	4	5	6	7
Ребенок 0-2 лет	0 119*** (0,012)	0,105*** (0,012)	0,044*** (0,012)	0,029*** (0,011)	0,024** (0,012)	0,030*** (0,011)	0,025** (0,012)
Ребенок 3-6 лет	0,115*** (0,012)	0,102*** (0,012)	0,035*** (0,012)	0,014 (0,011)	0,012 (0,012)	0,013 (0,011)	0,010 (0,012)
Ребенок 7-17 лет	0 141*** (0,012)	0,132*** (0,012)	0,074*** (0,013)	-0,000 (0,012)	0,001 (0,013)	-0,002 (0,013)	-0,001 (0,013)
Ребенок 18+ лет	-0,007 (0,014)	-0,023 (0,014)	0,038*** (0,015)	-0,013 (0,012)	-0,019 (0,012)	-0,010 (0,012)	-0,017 (0,012)
В зарегистрированном браке		0,138*** (0,014)	0,120*** (0,014)	0,031* (0,019)	0,034* (0,020)	0,029 (0,019)	0,028 (0,020)
Часы работы (лог)					0,182*** (0,017)		0,181*** (0,017)
Специальный стаж						0,003 (0,002)	0,003 (0,002)
Квадрат специального стажа						-0,000 (0,000)	-0,000 (0,000)
N	25669	25669	25593	25593	25593	25102	22021

Примечания. Стандартные ошибки (в скобках) оцениваются методом, робастным к гетероскедастич- ности и кластерной корреляции. Во всех спецификациях контролируются: тип населенного пункта (город/село), регион проживания и год опроса. *** - р < 0,01, ** - р < 0,05, * - р < 0,1.

После контроля наличия зарегистрированного брака результаты практически не меняются (табл. 5, столбец 2). При этом, как и при оценивании предыдущей модели, оказывается, что мужчины, состоящие в зарегистрированном браке, получают в среднем больше, чем мужчины в гражданском. Последующий контроль возраста и образования заметно сокращает коэффициенты при всех детских переменных и также несколько сокращает коэффициент при браке (табл. 5, столбец 3). Далее, контроль индивидуальных фиксированных эффектов приводит к тому, что величины всех коэффициентов резко сокращаются и теряют свою значимость, однако одна детская переменная - отражающая наличие у мужчины ребенка в возрасте до 3-х лет - значимость все же сохраняет (табл. 5, столбец 4). Получается, что мужчины, имеющие хотя бы одного ребенка в этом возрасте, получают на 3% больше, чем бездетные мужчины. В рамках применяемой методологии эта величина представляет собой оценку «премии» за отцовство.

Наличие «премии» за детей до 3-х лет вполне согласуется с теоретическими ожиданиями: именно в этом возрасте наиболее явно выражена специализация труда внутри домохозяйства и при этом наиболее сильно должна проявляться идентичность мужчины с ролью отца-кормильца. С помощью следующих спецификаций (табл. 5, столбцы 5-7) мы тестируем некоторые возможные механизмы, стоящие за этой «премией». Включение часов работы приводит к некоторому сокращению «премии» (табл. 5, столбец 5), что указывает на то, что в ее формировании действительно участвует механизм специализации - мужчины с детьми имеют возможность больше работать на внешнем рынке труда, - но данный механизм может объяснить не более 20% наблюдаемой «премии». Учет длительности специального стажа практически не меняет оценку «премии» (табл. 5, столбец 6), потому объяснение «премии» через большую или меньшую трудовую мобильность отцов [МПНте^ 2000] вряд ли работает. Включение обеих этих характеристик - часы работы и специальный стаж - не меняет полученных выводов (табл. 5, столбец 7).

Далее мы оценили модель, которая позволяет различать не только возраст, но и количество детей. Результаты представлены в табл. 6.



Таблица 6. «Премия» за отцовство, модель с учетом возраста и количества детей, оценки на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ, 2010-2018 гг.

	OLS	FE
	1	2	3	4	5	6	7
Ребенок 0-2 лет
1	0 119*** (0,012)	0,105*** (0,012)	0,044*** (0,012)	0,026** (0,012)	0,021* (0,013)	0,026** (0,012)	0,022* (0,013)
2+	0,108* (0,065)	0,095 (0,064)	0,072 (0,059)	0,043 (0,047)	0,019 (0,051)	0,030 (0,052)	0,011 (0,058)
Ребенок 3-6 лет
1	0,115*** (0,012)	0,102*** (0,012)	0,034*** (0,012)	0,007 (0,012)	0,005 (0,013)	0,005 (0,013)	0,003 (0,013)
2+	0,122*** (0,033)	0,108*** (0,033)	0,057* (0,032)	0,016 (0,028)	0,007 (0,029)	0,012 (0,028)	0,004 (0,029)
Ребенок 7-17 лет
1	0,137*** (0,012)	0,128*** (0,012)	0,073*** (0,012)	-0,003 (0,013)	-0,001 (0,013)	-0,005 (0,013)	-0,003 (0,013)
2+	0,155*** (0,022)	0,143*** (0,022)	0,078*** (0,022)	-0,030 (0,023)	-0,026 (0,024)	-0,035 (0,023)	-0,032 (0,024)

	OLS	FE
	1	2	3	4	5	6	7
Ребенок 18+ лет
1	-0,001 (0,015)	-0,015 (0,015)	0,039*** (0,015)	-0,019 (0,012)	0,026** (0,013)	-0,018 (0,012)	-0,024* (0,013)
2+	-0,025 (0,028)	-0,048* (0,028)	0,035 (0,027)	-0,011 (0,023)	-0,011 (0,024)	-0,007 (0,023)	-0,007 (0,024)
В зарегистрированном браке		0,138*** (0,014)	0,119*** (0,014)	0,031* (0,019)	0,033* (0,020)	0,029 (0,019)	0,028 (0,020)
Часы работы (лог)					0,182*** (0,017)		0,181*** (0,017)
Специальный стаж						0,003 (0,002)	0,003 (0,002)
Квадрат специального стажа						-0,000 (0,000)	-0,000 (0,000)
N	25669	25669	25593	25593	22402	25102	22021

Примечания. Стандартные ошибки (в скобках) оцениваются методом, робастным к гетероскеда- стичности и кластерной корреляции. Во всех спецификациях контролируются: тип населенного пункта (город/село), регион проживания и год опроса. *** - р < 0,01, ** - р < 0,05, * - р < 0,1.

Базовая спецификация показывает, что преимущество в оплате труда в размере 10-15% есть у отцов детей любого возраста и имеющих как одного, так и двух и более детей (табл. 6, столбец 1). Как и при оценивании предыдущих моделей, контроль брака, возраста и уровня образования заметно сокращает оценки коэффициентов при всех детских переменных (табл. 6, столбцы 2 и 3). После учета индивидуальных фиксированных эффектов остается значимым лишь коэффициент при переменной, отражающей наличие одного ребенка в возрасте до 3-х лет (табл. 6, столбец 4). Этот коэффициент и отражает оценку «премии» за отцовство, которая в данной модели составляет 2,6%, что весьма близко к оценке, полученной в модели, не учитывающей количество детей. Следующие спецификации (табл. 6, столбцы 5, 6 и 7) подтверждают, что эта «премия» частично может быть объяснена через механизм специализации труда внутри домохозяйства.

Родные и неродные дети. В таблице 7 приведены результаты оценивания модели, разделяющей детей на родных и неродных по отношению к мужчине.

Результаты оценивания базовой спецификации показывают, что с заработной платой связано только наличие родного ребенка (табл. 7, столбец 1). Это согласуется как с тем, что мотивационный эффект от родных детей должен быть выше, так и с тем, что в неродное отцовство, в отличие от родного, может происходить отрицательный (само)от- бор. Контроль брака, возраста и образования сокращает коэффициент при родном ребенке более чем в два раза (табл. 7, столбцы 2 и 3), а после контроля индивидуальных фиксированных эффектов коэффициент перестает быть значимым (табл. 7, столбец 4). Это говорит о том, что наблюдаемое у биологических отцов преимущество в оплате труда вызвано положительным (само)отбором.

Таблица 7. «Премия» за отцовство у биологических и приемных отцов, оценки на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ, 2010-2018 гг.

	OLS	FE
	1	2	3	4
Есть хотя бы один родной ребенок любого возраста	0,173*** (0,013)	0,145*** (0,013)	0,069*** (0,013)	0,006 (0,014)
Есть хотя бы один неродной ребенок любого возраста	-0,007 (0,017)	0,016 (0,017)	0,003 (0,017)	-0,032* (0,019)
В зарегистрированном браке		0,106*** (0,015)	0,107*** (0,014)	0,034* (0,019)
N	25669	25669	25593	25593

Примечания. Стандартные ошибки (в скобках) оцениваются методом, робастным к гетероскеда- стичности и кластерной корреляции. Во всех спецификациях контролируются: тип населенного пункта (город/село), регион проживания и год опроса. *** - р < 0,01, ** - р < 0,05, * - р < 0,1.

В таблице 8 приведены результаты оценивания модели, разделяющей детей на родных и неродных и учитывающей возраст и количество детей.



Таблица 8. «Премия» за отцовство у биологических и приемных отцов с учетом возраста и количества детей, оценки на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ, 2010-2018 гг.

	OLS	FE
	1	2	3	4	5	6	7
Родные дети
Ребенок 0-2 лет
1	0,129*** (0,012)	0,114*** (0,012)	0,049*** (0,012)	0,027** (0,012)	0,022* (0,013)	0,028** (0,012)	0,023* (0,013)
2+	0,169*** (0,064)	0,146** (0,064)	0,114* (0,059)	0,042 (0,049)	0,019 (0,052)	0,028 (0,055)	0,007 (0,059)
Ребенок 3-6 лет
1	0,125*** (0,012)	0,110*** (0,012)	0,039*** (0,012)	0,009 (0,013)	0,008 (0,013)	0,007 (0,013)	0,005 (0,014)
2+	0,144*** (0,032)	0,127*** (0,032)	0,074** (0,031)	0,018 (0,028)	0,011 (0,029)	0,014 (0,029)	0,007 (0,030)

	OLS	FE
	1	2	3	4	5	6	7
Ребенок 7-17 лет
1	0,154*** (0,012)	0,139*** (0,013)	0,081*** (0,013)	0,000 (0,013)	-0,000 (0,014)	-0,002 (0,013)	-0,003 (0,014)
2+	0,195*** (0,025)	0,176*** (0,025)	0,105*** (0,025)	-0,016 (0,025)	-0,010 (0,026)	-0,020 (0,025)	-0,015 (0,026)
Ребенок 18+ лет
1	0,007 (0,016)	-0,016 (0,016)	0,047*** (0,016)	-0,012 (0,014)	-0,016 (0,014)	-0,008 (0,014)	-0,013 (0,014)
2+	-0,025 (0,030)	-0,053* (0,031)	0,034 (0,030)	-0,019 (0,025)	-0,018 (0,027)	-0,016 (0,026)	-0,017 (0,027)
Неродные дети
Ребенок 0-2 лет	-0,154 (0,124)	-0,109 (0,119)	-0,116 (0,114)	0,063 (0,150)	0,079 (0,165)	0,063 (0,151)	0,088 (0,169)
Ребенок 3-6 лет	-0,005 (0,041)	0,026 (0,040)	-0,011 (0,040)	0,039 (0,037)	0,024 (0,042)	0,035 (0,037)	0,029 (0,042)
Ребенок 7-17 лет	-0,003 (0,021)	0,019 (0,020)	0,004 (0,020)	-0,036 (0,023)	-0,041* (0,024)	-0,041* (0,023)	-0,045* (0,023)
Ребенок 18+ лет	-0,037 (0,025)	-0,013 (0,025)	0,023 (0,025)	-0,024 (0,021)	-0,025 (0,023)	-0,027 (0,022)	-0,026 (0,023)
В зарегистрированном браке		0,119*** (0,014)	0,105*** (0,014)	0,033* (0,019)	0,036* (0,020)	0,031* (0,019)	0,031 (0,020)
Часы работы (лог)					0,182*** (0,017)		0,181*** (0,017)
Специальный стаж						0,003 (0,002)	0,003 (0,002)
Квадрат специального стажа						-0,000	-0,000
						(0,000)	(0,000)
N	25669	25669	25593	25593	22402	25102	22021

Примечания. Стандартные ошибки (в скобках) оцениваются методом, робастным к гетероскедастичности и кластерной корреляции. Во всех спецификациях контролируются: тип населенного пункта (город/село), регион проживания и год опроса. *** - р < 0,01, ** - р < 0,05, * - р < 0,1.Полученные результаты подтверждают вывод о том, что преимущество в оплате труда имеют исключительно отцы, у которых есть родные дети. После учета всех контрольных переменных и ненаблюдаемых индивидуальных фиксированных эффектов значимый положительный коэффициент остается только при переменной, отражающей наличие одного родного ребенка в возрасте до 3-х лет (табл. 8, столбец 4). Его величина соответствует «премии» за отцовство в размере 2,7%. Оценивание последующих спецификаций опять же показывает, что эта «премия» частично вызывается механизмом специализации.

Есть ли обратное влияние? До сих пор во всех оцененных выше моделях не учитывалась возможность обратного влияния: рост заработной платы мужчины может мотивировать семью завести ребенка. Как было отмечено выше, модель с фиксированными эффектами не позволяет учитывать эту проблему, и потому мы проводим дополнительный анализ, принципы которого были изложены в методологической части.

Результаты оценивания модели, учитывающей возраст детей и дополнительно включающей переменную «будущий отец», представлены в табл. 9 Результаты оценивания других моделей приводят к качественно похожим выводам, поэтому мы их не представляем в тексте в целях экономии места..

Таблица 9. «Премия» за отцовство у будущих отцов, оценки на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ, 2010-2018 гг. FE

	1	2	3	4
Ребенок 0-2 лет	0,030***	0,030***	0,030***	0,028**
	(0,011)	(0,011)	(0,011)	(0,012)
Ребенок 3-6 лет	0,016	0,017	0,017	0,015
	(0,012)	(0,012)	(0,012)	(0,012)
Ребенок 7-17 лет	0,002	0,006	0,005	0,004
	(0,013)	(0,013)	(0,013)	(0,013)
Ребенок 18+ лет	-0,008	-0,003	-0,002	-0,004
	(0,013)	(0,013)	(0,013)	(0,014)
В зарегистрированном браке	0,034* (0,020)	0,036* (0,021)	0,037* (0,021)	0,034 (0,021)
Будущий отец (через 1 год)	-0,010 (0,019)			-0,016 (0,021)
Будущий отец (через 2 года)		-0,026 (0,030)		-0,033 (0,031)
Будущий отец (через 3 года)			0,007 (0,031)	-0,004 (0,033)
N	23955	22920	22212	22184

Примечание: стандартные ошибки (в скобках) оцениваются методом, робастным к гетероскеда- стичности и кластерной корреляции. Во всех спецификациях контролируются тип населенного пункта (город\село), регион проживания и год опроса. *** р < 0,01, ** р < 0,05, * р < 0,1.

Результаты показывают, что будущие отцы не имеют никакой «премии» в сравнении с не отцами, независимо от того, в какой период до появления ребенка происходит сравнение. Это указывает на отсутствие проблемы обратного влияния в наших основных моделях. При этом во всех спецификациях положительная «премия» за наличие ребенка до 3-х лет остается значимой, что дополнительно указывает на устойчивость данного результата. Интересно отметить также, что при учете всех трех переменных будущего отцовства коэффициент при зарегистрированном браке перестает быть значимым. Это может указывать на то, что «премия» за брак вызвана «подготовкой» мужчины к отцовству, а сам брак на самом деле не оказывает самостоятельного воздействия на мужчину. (Более обстоятельное исследование данной гипотезы выходит за рамки нашей работы.)



Заключение

В данном исследовании проанализирован разрыв в оплате труда между мужчинами с детьми и бездетными мужчинами на российском рынке труда с использованием панельных микроданных РМЭЗ НИУ ВШЭ за 2000-2018 гг. Мы показываем, что этот разрыв весьма большой и составляет примерно 25% от заработной платы мужчин без детей, что указывает на наличие высокой «премии» за отцовство.

Выполненный анализ демонстрирует, что отцы и не отцы изначально значительно отличаются друг от друга по ряду социально-демографических характеристик, что и формирует разрыв в оплате труда между ними. Полученные оценки показывают, что после контроля различий между отцами и не отцами в семейном статусе, возрасте и уровне образования наблюдаемый разрыв сокращается более чем в 2 раза, и далее после контроля различий в индивидуальных ненаблюдаемых фиксированных характеристиках разрыв полностью исчезает. Таким образом, наблюдаемый разрыв объясняется гипотезой (са- мо)отбора - изначально более производительные мужчины с большей вероятностью или раньше становятся отцами, а «премии» за отцовство как таковой не существует.

Однако оценивание моделей, учитывающих возраст и количество детей, а также факт биологического родства с мужчиной позволяет все же выявить категорию отцов, получающих положительную «премию» даже при контроле индивидуальных фиксированных эффектов, - это отцы, имеющие одного родного ребенка в возрасте до 3-х лет. Величина этой «премии» небольшая - она составляет примерно 2,5-3% от средней заработной платы мужчин без детей. Можно ожидать, что именно у такой категории отцов наиболее сильно выражена специализация труда внутри домохозяйства и, при этом, мотивация зарабатывать вследствие ярко выраженной идентичности с ролью отца-кормильца. Кроме того, скорее всего, именно эта категория отцов испытывает в большей степени положительную дискриминацию или патернализм со стороны работодателей. При этом мы показываем, что данная «премия» вряд ли вызвана возможным обратным влиянием заработных плат на решение завести ребенка.

К сожалению, вследствие ограниченности данных мы изначально были не в состоянии протестировать все возможные механизмы, формирующие полученную относительно небольшую, но статистически значимую «премию». Мы можем лишь отметить, что часть «премии» может действительно объясняться через механизм специализации, но вряд ли она связана с меньшей (или большей) трудовой мобильностью данной категории мужчин. Более тщательный анализ источников выявленной «премии» может стать хорошей темой для будущего исследования.



Список литера туры

1. Абазиева К.Г. Получают ли российские мужчины «премию за отцовство»: панельное исследование // Финансы и бизнес. 2010. Т. 6. № 3. С. 52-59.

2. Аистов А. Супружеская премия // Прикладная эконометрика. 2013. Т. 31. № 3. С. 99-114.

3. Арженовский С., Артамонова Д. Оценка потерь в зарплате женщин с детьми // Прикладная эконометрика. 2007. № 3(7). С. 66-79.

4. Бирюкова С, Макаренцева А. Оценки «штрафа за материнство» в России // Население и экономика. 2017. № 1(1). С. 50-70.

5. Гимпельсон В., Капелюшников Р., Ощепков А. Премия за специальный стаж в России: возвращение к теме // Экономический журнал ВШЭ. 2016. Т. 20. № 4. С. 553-587.

6. Карабчук Т.С., Нагерняк (Малкова) М.А., Сухова А.С., Колотова Е.В., Панкратова М.Л., Панкратова В.Л. Женщины на российском рынке труда после рождения ребенка // Вестник РМЭЗ НИУ ВШЭ. 2012. Вып. 2. С. 66-94.

7. Левин М., Ощепков А. Оценка влияния дошкольных образовательных учреждений на занятость российских матерей // Финансы и бизнес. 2013. Т. 9. № 3. С. 89-106.

8. Ниворожкина Л.И., Арженовский С.В. Материнство и заработная плата: почему женщины с детьми зарабатывают меньше? // Социальная политика: реалии XXI века. М.: НИСП, 2007. Вып. 3. С. 72-127.

9. Ощепков А. Гендерные различия в оплате труда в России // Экономический журнал ВШЭ. 2006. Т. 10. № 4. С. 590-619.

10. Рощин С.Ю. Горелкина ОА. Гендерные различия в заработной плате: микроэкономический анализ факторов и тенденций // Гендерное неравенство в современной России сквозь призму статистики. М., 2004. С. 130-146.

11. Angelov N., Johansson P., Lindahl E. Parenthood and the Gender Gap in Pay // Journal of Labor Economics. 2016. 34(3). P. 545-579.

12. Angrist J., Evans W. Children and Their Parents' Labor Supply: Evidence from Exogenous Variation in Family Size // The American Economic Review. 1998. Vol. 88. № 3. P. 450-477.

13. Aswin S., Isupova O. «Behind Every Great Man...»: The Male Marriage Wage Premium Examined Qualitatively // Journal of Marriage and Family. 2014. Vol. 76. № 1. P. 37-55.

14. Bardasi E., Taylor M. Marriage and Wages: A Test of the Specialization Hypothesis // Economica. 2008. Vol. 75. № 299. P. 569-591.

15. Becker G. A Treatise on the Family. Cambridge, MA: Harvard University Press, 1981.

16. Becker G. Human Capital, Effort, and the Sexual Division of Labor // Journal of Labor Economics. 1985. Vol. 3. P. 33-58.

17. Boeckmann I., Budig M.J. Fatherhood, Intra-Household Employment Dynamics, and Men's Earnings in a Cross-National Perspective: LIS Working Paper № 592. 2013.

18. Bruderl J., Ludvig V. Fixed Effects Panel Regression // H. Best, C. Wolf (eds.) SAGE Handbook of Regression Analysis and Causal Inference. Ch. 15. London: SAGE Publications Ltd, 2015.

19. Budig M.J., England P. The Wage Penalty for Motherhood // American Sociological Review. 2001. Vol. 66(2). P. 204-225.

20. Bunning M., Pollmann-Schult M. Family Policies and Fathers' Working Hours: Cross-National Differences in the Paternal Labour Supply // Work, Employment and Society. 2016. 30(2). P. 256-274.

21. Burke P., StetsJ. Identity Theory. N.Y.: Oxford University Press, 2009.

22. Cain G. The Economic of Analysis of Labor Market Discrimination: a Survey // Handbook of Labor Economics. 1986. Vol. 1. Ch. 13. P. 693-785.

23. Correll S.J., Benard S., Paik I. Getting a Job: Is There a Motherhood Penalty? // American Journal of Sociology. 2007. Vol. 112. № 5. P. 1297-1338.

24. Choi H.-J., Joesch M.J., Lundberg S. Work and Family: Marriage, Children, Child Gender and the Work Hours and Earnings of West German Men: IZA Discussion Paper № 1761. September 2005.

25. Dermott E. What's Parenthood Got to Do with it?: Men's Hours of Paid Work // The British Journal of Sociology. 2006. Vol. 57. Iss. 4. P. 619-634.

26. Dougherty C. The Marriage Earnings Premium as a Distributed Fixed Effect // Journal of Human Resources. 2006. 41(2). P. 433-443.

27. Fraker T., Moffitt R. The Effect of Food Stamps on Labor Supply: A Bivariate Selection Model // Journal of Public Economics. 1988. Vol. 35. P. 25-56.

28. Glauber R. Race and Gender in Families and at Work: The Fatherhood Premium // Gender & Society. 2008. Vol. 22. № 1. P. 8-30.

29. Glauber R. Trends in the Motherhood Wage Penalty and Fatherhood Wage Premium for Low, Middle, and High Earners // Demography. 2018. Vol. 55. Iss. 5. P. 1663-1680.

30. Goldberg M. Discrimination, Nepotism, and Long-Run Wage Differentials // The Quarterly Journal of Economics. 1982. Vol. 97(2). P. 307-319.

31. Gupta N.D., Smith N., Stratton L.S. Is Marriage Poisonous? Are Relationships Taxing? An Analysis of the Male Marital Wage Differential in Denmark // Southern Economic Journal. 2007. Vol. 74 (2). P. 412-433.

32. Hodges M.J., Budig M.J. Who Gets the Daddy Bonus?: Organizational Hegemonic Masculinity and the Impact of Fatherhood on Earnings // Gender and Society. 2010. Vol. 24. P. 717-745.

33. Hofferth S.L., Anderson K.G. Are All Dads Equal? Biology versus Marriage as a Basis for Paternal Investment // Journal of Marriage and Family. 2003. № 65(1). P. 213-232.

34. Kaufman G., Uhlenberg P. The Influence of Parenthood on the Work Effort of Married Men and Women // Social Forces. 2000. № 78(3). P. 931-947.

35. Keeley M.C. The Economics of Family Formation // Economic Inquiry. 1977. Vol. 15. № 2. P. 238-250.

36. Killewald A. A Reconsideration of the Fatherhood Premium: Marriage, Coresidence, Biology, and Fathers' Wages // American Sociological Review. 2013. 78(1). P. 96-116.

37. Korenman S., Neumark D. Does Marriage Really Make Men More Productive? // The Journal of Human Resources. 1991. Vol. 26. № 2. P. 282-307.

38. Korenman S., Newmark D. Marriage, Motherhood and Wages // The Journal of Human Resources. 1992. Vol. 27(2). P. 233-255.

39. Koslowski A.S. Working Fathers in Europe: Earning and Caring // European Sociological Review. 2011. № 27. P. 230-245.

40. Kunze A. Are All of the Good Men Fathers? The Effect of Having Children on Earnings: Discussion Paper № 8113. IZA, 2014.

41. Lokshin M. Household Childcare Choices and Women's Work Behavior in Russia // The Journal of Human Resources. 2004. Vol. 39. № 4. P. 1094-1115.

42. Loughran D.S., Zissimopoulos J.M. Why Wait? The Effect of Marriage and Childbearing on the Earnings of Men and Women // The Journal of Human Resources. 2009. 44(2). P. 326-349.

43. Mari G. Is There a Fatherhood Wage Premium? A Reassessment in Societies with Strong Male- Breadwinner Legacies // Journal of Marriage and Family. 2019. Vol. 81. P. 1033-1052.

44. Meer J., West J. Effects of the Minimum Wage on Employment Dynamics // The Journal of Human Resources. 2015. Vol. 51(2). P. 500-522.

45. Millimet D.L. The Impact of Children on Wages, Job Tenure, and the Division of Household Labor // The Economic Journal. 2000. March. P. 139-157.

46. Mincer J. Labor Force Participation of Married Women: A Study of Labor Supply // Aspects of Labor Economics. Princeton NY: Princeton University Press, 1962. P. 63-105.

47. Mincer J. Schooling, Experience and Earnings. N.Y.: Columbia University Press, 1974.

48. Misra J., Budig M., Boeckmann I. Work-Family Policies and the Effects of Children on Women's Employment Hours and Wages // Community, Work and Family. 2011. Vol. 14. P. 139-157.

49. Morgan S., Winship C. Counterfactuals and Causal Inference. NY: Cambridge University Press, 2007.

50. Nivorozhkina L., Nivorozhkin A. The Wage Costs of Motherhood: Which Mothers Are Better Off and Why?: IAB Discussion Paper. 26.2008.

51. Pal I., Waldfogel J. The Family Gap in Pay: New Evidence for 1967 to 2013 // The Russell Sage Foundation Journal of the Social Sciences. 2016. Vol. 2. № 4. P. 104-127.

52. Pasley K., Petren R., Fish J. Use of Identity Theory to Inform Fathering Scholarship // Journal of Family Theory & Review. 2014. № 6. P. 298-318.

53. PencavelJ. Labor Supply of Men: a survey // Handbook of Labor Economics. Vol. 1. / eds. O. Ashenfel- ter, R. Layard. N.Y.: Elsevier Science Pub., 1986. P. 3-101.

54. Petersen T., Penner A, Hogsnes G. From Motherhood Penalties to Fatherhood Premia: The New Challenge for Family Policy. Berkeley: Institute for Research on Labor and Employment, University of California, 2007.

55. Petersen T., Penner A., Hogsnes G. The Male Marital Wage Premium: Sorting vs. Differential Pay // Industrial and Labor Relations Review. 2011. Vol. 64(2). P. 283-304.

56. Ponthieux S., Meurs D. Gender Inequality // A.B. Atkinson, F. Bourdignon (eds.) Handbook of Income Distribution. Vol. 2A. Elsevier: North Holland, Netherlands, 2015. P. 981-1146.

57. Ribar D. What Do Social Scientists Know about the Benefits of Marriage? A Review of Quantitative Methodologies: IZA Discussion Paper № 998. 2004.

58. Rose E., Lundberg S. Parenthood and the Earnings of Married Men and Women // Labor Economics. 2000. Vol. 7. P. 689-710.

59. Rose E., Lundberg S. The Effects of Sons and Daughters on Men's Labor Supply and Wages // The Review of Economics and Statistics. 2002. Vol. 84 (2). P. 251-268.

60. Rosenfeld R.A., Trappe H. How Do Children Matter? A Comparison of Gender Earnings Inequality for Young Adults in the Former East Germany and the Former West Germany // Journal of Marriage and the Family. 2000. Vol. 62. P. 489-507.

61. Sanchez L., Thompson E. Becoming Mothers and Fathers: Parenthood, Gender, and the Division of Labor // Gender & Society. 1997. Vol. 11. P. 747-772.

62. Schoeni R.F. Marital Status and Earnings in Developed Countries // Journal of Population Economics. 1995. Vol. 8 (4). P. 351-359.

63. Simonsen M., Skipper L. An Empirical Assessment of Effects of Parenthood on Wages // Advances in Econometrics / ed. by D. Millimet, J. Smith, E.J. Vytlacil. Vol. 21. Emerald, 2008. P. 359-380.

64. Sheldon S. Identity Salience and Role Performance: The Relevance of Symbolic Interaction Theory for Family Research // Journal of Marriage and the Family. 1968. № 30. P. 558-564.

65. Verbakel E. Partner's Resources and Adjusting Working Hours in the Netherlands: Differences Over Time, Between Levels of Human Capital, and Over the Family Cycle // Journal of Family Issues. 2010. Vol. 31. P. 1324-1362.

66. Waldfogel J. The Effect of Children on Women's Wages // American Sociological Review. 1997. Vol. 62(2). P. 209-217.

67. Waldfogel J. The Family Gap for Young Women in the United States and Britain: Can Maternity Leave Make a Difference? // Journal of Labor Economics. 1998. Vol. 16. P. 505-545.

68. Whitehouse G. Parenthood and Pay in Australia and the UK: Evidence from Workplace Surveys // Journal of Sociology. 2002. Vol. 38. P. 381-397.

References

1. Abazieva K.G. (2010) Poluchaut li rossiyskie muzchini premiu za otcovstvo: panel'noe issledovanie [Whether Do Russian Men Get a «Wage Premium for Fatherhood»: Panel Research]. Finance and Business, 6, 3, pp. 52-59. (in Russian)

2. Aistov A. (2013) Supruzheskaya premia [Marital Wage Gap]. Applied Econometrics, 31, 3, pp. 99114. (in Russian)

3. Angelov N., Johansson P., Lindahl E. (2016) Parenthood and the Gender Gap in Pay. Journal of Labor Economics, 34, 3, pp. 545-579.

4. Angrist J., Evans W. (1998) Children and Their Parents' Labor Supply: Evidence from Exogenous Variation in Family Size. The American Economic Review, 88, 3, pp. 450-477.

5. Arzhenovskiy S., Artamonova D. (2007) Ocenka poter' v zarplate zhenshchin s det'mi [Econometric Estimation of the Wage Penalty for the Motherhood]. Applied Econometrics, 3, 7, pp. 66-79. (in Russian)

6. Aswin S., Isupova O. (2014) «Behind Every Great Man...»: The Male Marriage Wage Premium Examined Qualitatively. Journal of Marriage and Family, 76, pp. 37-55.

7. Bardasi E., Taylor M. (2008) Marriage and Wages: A Nest of the Specialization Hypothesis. Economica, 75, 299, pp. 569-591.

8. Becker G. (1981) A Treatise on the Family. Cambridge, MA: Harvard University Press.

9. Becker G. (1985) Human Capital, Effort, and the Sexual Division of Labor. Journal of Labor Economics. Jan., 3, pp. 33-58.

10. Biryukova S., Makerentseva A. (2017) Ocenki shtrafa za materinstvo v Rossii [Estimates of the Motherhood Penalty in Russia]. Population and Economics, 1, 1, pp.50-70. (in Russian)

11. Boeckmann I., Budig M.J. (2013) Fatherhood, Intra-household Employment Dynamics, and Men's Earnings in a Cross-national Perspective. LIS 2013 Working Paper no 592.

12. Bruderl J., Ludvig V. (2015) Fixed Effects Panel Regression. SAGE Handbook of Regression Analysis and Causal Inference (eds. H. Best, C. Wolf), ch.15, SAGE Reference.

13. Budig M.J., England P. (2001) The Wage Penalty for Motherhood. American Sociological Review, 66, 2, pp. 204-225.

14. Bunning M., Pollmann-Schult M. (2016) Family Policies and Fathers' Working Hours: Cross-national Differences in the Paternal Labour Supply. Work, Employment and Society, 30, 2, pp. 256-274.

15. Burke P., Stets J. (2009) Identity Theory, N.Y.: Oxford University Press.

16. Cain G. (1986) The Economic of Analysis of Labor Market Discrimination: a Survey. Ch. 13. Handbook of Labor Economics, 1, pp. 693-785.

17. Correll S.J., Benard S., Paik I. (2007) Getting a Job: Is There a Motherhood Penalty? American Journal of Sociology, 112, 5, pp. 1297-1338.

18. Choi H.-J., Joesch M.J., Lundberg S. (2008) Work and Family: Marriage, Children, Child Gender and the Work Hours and Earnings of West German Men. IZA Discussion Paper no 1761, September.

19. Dermott E. (2006) What's Parenthood Got to Do with It?: Men's Hours of Paid Work. The British Journal of Sociology, 57, 4, pp. 619-634.

20. Dougherty C. (2006) The Marriage Earnings Premium As a Distributed Fixed Effect. Journal of Human Resources, 41, 2, pp. 433-443.

21. Fraker T., Moffitt R. (1988) The Effect of Food Stamps on Labor Supply: A Bivariate Selection Model. Journal of Public Economics, 35, pp. 25-56.

22. Gimpelson V., Kapeliushnikov R., Oshchepkov A. (2016) Premiya za spetsial'nyy stazh v Rossii: voz- vrashchenie k teme [Return to Tenure Revisited]. HSE Economic Journal, 20, 4, pp. 553-587 (in Russian)

23. Glauber R. (2008) Race and Gender in Families and at Work: The Fatherhood Premium. Gender & Society, 22, 1, pp. 8-30.

24. Glauber R. (2018) Trends in the Motherhood Wage Penalty and Fatherhood Wage Premium for Low, Middle, and High Earners. Demography, 55, 5, pp. 1663-1680.

25. Goldberg M. (1982) Discrimination, Nepotism, and Long-Run Wage Differentials. The Quarterly Journal of Economics, 92, 2, pp. 307-319.

26. Gupta N.D., Smith N., Stratton L.S. (2007) Is Marriage Poisonous? Are Relationships Taxing? An Analysis of the Male Marital Wage Differential in Denmark. Southern Economic Journal, 74, 2, pp. 412-433.

27. Hodges M.J., Budig M.J. (2010) Who Gets the Daddy Bonus?: Organizational Hegemonic Masculinity and the Impact of Fatherhood on Earnings. Gender and Society, 24, pp. 717-745.

28. Hofferth S.L., Anderson K.G. (2003) Are All Dads Equal? Biology versus Marriage as a Basis for Paternal Investment. Journal of Marriage and Family, 65, 1, pp. 213-232.

29. Karabchuk T., Nagernyak M., Suhova S., Kolotova E., Pankratova M. (2012) Zhenshchini na rossiy- skom rynke truda posle rozhdenia rebenka [Women in the Russian Labor Market after Childbirth]. Vestnik RLMS-HSE, 2, Moscow: HSE Publishing House, pp. 66-94. (in Russian)

30. Kaufman G., Uhlenberg P. (2000) The Influence of Parenthood on the Work Effort of Married Men and Women. Social Forces, 78, 3, pp. 931-947.

31. Keeley M.C. (1977) The Economics of Family Formation. Economic Inquiry. 15, 2, pp. 238-250.

32. Killewald A.A (2013) Reconsideration of the Fatherhood Premium: Marriage, Coresidence, Biology, and Fathers' Wages. American Sociological Review, 78, 1, pp. 96-116.

33. Korenman S., Neumark D. (1991) Does Marriage Really Make Men More Productive? The Journal of Human Resources, 26, 2, pp. 282-307.

34. Korenman S., Newmark D. (1992) Marrige, Motherhood and Wages. The Journal of Human Resources, 27, 2, pp. 233-255.

35...