2.10.2005 ANALÝZA: Struktura domácností v rámci regionálních celků ČR

Analýzu struktury domácností v regionech ČR připravil hostující autor Mgr. Ondřej Nývlt z Českého statistického úřadu. Autor se v článku zabývá členěním censových domácností podle věku ženy nebo muže v jejich čele a podle regionů a velikostních skupin obcí. Dále se zaměřuje na domácnosti jednotlivců, úplné a neúplné rodiny.

Výlučnost sčítání lidu v ČR spočívá mimo jiné v možnosti získání dat za domácnosti a možnosti analýz v návaznosti na různé charakteristiky (typ domácnosti, ukazatelé bytové vybavenosti či v tomto případě hledání regionálních rozdílů). Ve sčítání rozlišujeme tři typy domácností. Bytová domácnost je tvořena osobami žijícími společně v bytě, hospodařící domácnost osobami společně bydlícími a hospodařícími a censovou domácnost (CD) představují společně bydlící příbuzné osoby. Censové domácnosti lze dále třídit podle příbuzenských vztahů v domácnosti na úplné rodiny (manželský pár (resp. druh, družka) bez dětí nebo s dětmi), neúplné rodiny (jeden rodič alespoň s jedním dítětem), vícečlenné nerodinné domácnosti (dvě nebo více osob příbuzných i nepříbuzných společně hospodařících) a domácnosti jednotlivců.

Ve většině analýz ze sčítání se publikují data za domácnosti bez ohledu na věk jednotlivých členů domácnosti, což do značné míry snižuje vypovídací schopnost těchto dat. Proto k detailnějšímu vystižení regionálních rozdílů ve vytváření domácností lze dojít mimo jiné tříděním dat podle věku ženy v čele CD (v neúplných rodinách) či podle věku manželky nebo družky (v úplných rodinách) nebo podle věku muže v čele CD (úplné i neúplné rodiny). Osobou v čele CD se v úplné rodině míní muž (druh) bez ohledu na to, kdo je uživatelem bytu, v neúplných dvougeneračních rodinách vždy rodič, v třígeneračních člen prostřední generace, ve vícečlenných nerodinných domácnostech osoba ekonomicky aktivní nebo osoba s jiným vlastním příjmem.

Z výsledků sčítání 1991 a 2001 byly ve vytváření censových domácností během devadesátých let minulého století patrné změny. Posun od úplných rodin se závislými dětmi, které vznikaly před rokem 1989 již v brzkém věku partnerů, k většímu zastoupení domácností jednotlivců, neúplných rodin či vícečlenných nerodinných domácností, byl zřejmý i z celkových výsledků. Přesto lze dojít k bližšímu, respektive detailnějšímu pohledu v rámci jednotlivých územních regionů právě z třídění podle věku osoby v čele CD. Analýzy v těchto případech vychází ze zúžené územní klasifikace. Deset velikostních skupin obcí je shrnuto do čtyř základních typů sídelní struktur (0-9999 obyvatel, 10000-49999 obyvatel, 50000-99999 obyvatel, 100000 a více obyvatel) a z krajů lze už z výsledků obecných charakteristik vyčlenit vzhledem k nejextrémnějším hodnotám kraje Hlavní město Praha, Ústecký, Vysočina a Moravskoslezský.

Tab. 1 Poměry jednotlivých typů domácností podle věku ženy v čele CD (neúplné rodiny, domácnosti jednotlivců) či CD podle věku manželky nebo družky (úplné rodiny) a velikostních skupin obcí v ČR k 1.3.2001

Poměrné vyjádření základních typů domácností (neúplné rodiny versus úplné rodiny nebo domácnosti jednotlivců versus úplné rodiny) je jedním ze způsobů získání hodnot pro detailní analýzu v třídění podle věku (v analýze použity vybrané věky či věkové skupiny) a územního hlediska. V rámci srovnání úplných a neúplných rodin podle věku ženy v čele CD (CD podle věku manželky či družky) se názorně ukazuje vliv velikosti sídla na utváření rodin. To, co bylo v rámci souhrnných hodnot načrtnuto, dostává při věkové specifikaci jiné proporce. Zvláště očištěním od efektu "stárnutí vesnic" se zřetelně vyčleňují sídla s 0-9999 obyvateli s nízkými hodnotami ukazatele počtu neúplných rodin k počtu úplných rodin i ve srovnání se sídly s počtem obyvatel 10000-49999. K 1.3.2001 činil tento ukazatel u sídel 0-9999 obyvatel u žen ve věku 20 let 0,338, u sídel s 10000-49999 obyvateli 0,517 a v sídlech nad 100 tisíc obyvatel 0,715. Obecně relativně vysoký poměr, kdy v průměru na dvě úplné rodinné domácnosti připadala jedna domácnost neúplná, souvisí s odkládáním sňatku a v souvislosti s tím i odkládáním narození prvního dítěte na pozdější dobu. S rostoucím věkem ženy v čele CD (CD podle věku manželky či družky) se samozřejmě hodnoty snižovaly u všech velikostních kategorií sídel, ale celková disproporce mezi jednotlivými typy sídel, načrtnutá ve věku 20 let, zůstala zachována. Ve věku 40 let činil popsaný ukazatel u sídel s  0-9999 obyvateli  0,16 a u sídel nad 100 tisíc obyvatel 0,367. V rámci druhého územního členění (podle krajů) vyčnívá kraj Hlavní město Praha s vyššími hodnotami ukazatele poměru úplných a neúplných rodin než u sídel nad 100 tisíc obyvatel. Výrazněji se projevil vliv "velkého anonymního města" na nízkém podílu úplných rodin. Naopak v kraji Vysočina se příznivé podmínky pro vytváření úplných rodin (málo velkých měst, vyšší religiozita ve srovnání s ostatními kraji) promítly na nízkém počtu neúplných rodin ve srovnání s úplnými rodinami (Tab. 2). Celkově tedy na poměr mezi počtem neúplných rodin a úplných rodin měl největší vliv kontrast poklidnějšího vesnického stylu života a hektického městského života.

Tab. 2 Poměry jednotlivých typů domácností podle věku ženy v čele CD (neúplné rodiny, domácnosti jednotlivců) či CD podle věku manželky nebo družky (úplné rodiny) a vybraných krajů v ČR k 1.3.2001

Odlišná bytová skladba v kombinaci s již dříve popsanými charakteristikami zapříčinily výrazně nerovnoměrné rozložení domácností jednotlivců. V sídlech s počtem obyvatel do 10000 se domácnosti jednotlivců vyskytovaly ojediněle. Od věku 27 let poměr mezi počtem domácností jednotlivců a domácností úplných nepřesáhl 0,1 bodu, naopak v sídlech s počtem obyvatel vyšším než 100 tisíc tento podíl činil ve věku 27 let 0,393. Tak velký nepoměr přetrvával i se zvyšujícím se věkem žen (Tab. 1).

Graf 1 Domácnosti jednotlivců v poměru k úplným rodinám podle věku ženy v čele CD či CD podle věku manželky nebo družky za vybrané kraje ČR k 1.3.2001

Podobně tomu bylo v krajské analýze v kontrastu krajů Hlavní město Praha a Vysočina. Ústecký kraj se částečně vymykal relativně vysokým počtem neúplných rodin typickým spíše pro Hlavní město Prahu, ale na druhé straně relativně nízkým podílem domácností jednotlivců, který je bližší kraji Vysočina. Promítl se zde faktor kumulace negativních rysů tohoto regionu (vysoký podíl žen se základním vzděláním, vysoký podíl osob bez vyznání) zapříčiňujících v častější míře rozpad tradiční rodiny.

Tab. 3 Poměry jednotlivých typů domácností podle věku muže v čele CD a velikostních skupin obcí v ČR k 1.3.2001

Svěřování dětí v drtivé většině případů matce ovlivnilo nízký počet neúplných rodin v čele s mužem bez ohledu na věk. Z hlediska regionálních rozdílů platily u mužů již dříve popsané rozdíly zaznamenané u žen jen v nepoměrně menších číslech. Ve věku 25 let v sídlech do 10000 obyvatel činil v roce 2001 poměr mezi počtem neúplných rodin v čele s mužem v CD a úplných rodin 0,013, v sídlech nad 100 tisíc obyvatel 0,023. Rozpad manželství se závislými dětmi vedl s velkou pravděpodobností ke vzniku dvou typů domácností - neúplné rodiny s matkou v čele CD a domácnosti jednotlivce v čele s mužem. Proto ukazatel počtu domácností jednotlivců k úplným rodinám u žen byl ve věku kolem třiceti let až čtyřnásobně nižší ve srovnání s tímto ukazatelem pro muže. Velikostní kategorie sídla neovlivnila u mužů v tak velkém měřítku jako u žen hodnoty ukazatele počtu domácností jednotlivců k počtu úplných rodin podle věku muže v čele CD a nepotvrdilo se ani výlučné postavení sídel s počtem obyvatel do 10000, když hodnoty s velikostí sídla rostly rovnoměrněji. Jestliže ve věku 30 let byl u žen rozdíl mezi sídly do 10000 obyvatel a nad 100 tisíc obyvatel až pětinásobný, u mužů byl pak výrazně nižší (30 let: 0-9999 obyvatel - 0,209, 50000-99999 obyvatel - 0,416, 100 tisíc obyvatel a více - 0,541).

Přechod od jednoho modelu úrovně plodnosti k druhému neprobíhá většinou na celém území rovnoměrně. S vlivem odlišných výchozích podmínek (například struktura obyvatelstva podle vzdělání, náboženského vyznání, ekonomické aktivity či velikostí sídla) by se daly předpokládat odlišné modely poklesu úrovně plodnosti v jednotlivých regionálních celcích ČR během devadesátých let. Přesto pokles úrovně plodnosti probíhal, dle výsledků běžné statistiky, z regionálního hlediska podobně (např. ukazatel úhrnné plodnosti za okresy ČR) a i výsledky sčítání to z části potvrzují.

Tab. 4 Průměrný počet závislých dětí v úplných rodinách podle věku manželky nebo družky a velikostních skupin obcí v ČR k 1.3.2001

V ČR sice měla velikost sídla vliv na hodnoty průměrného počtu závislých dětí podle typu censové domácnosti v závislosti na věku ženy v čele CD (CD podle věku manželky nebo družky), celkové rozdíly však byly například ve srovnání s rozložením jednotlivých typů censových domácností nižší. Trend odkládání narození prvního dítěte i po svatbě (Tab. 4: ukazatel průměrný počet závislých dětí v úplných rodinách podle věku manželky nebo družky), charakteristický pro městský způsob života, přispěl k odklonění od průměrných hodnot podle velikostní kategorie sídla v době nejvyšší pravděpodobnosti narození prvního a druhého dítěte (2001 - 30 let: 0-9999 obyvatel - 1,80, 100 tisíc obyvatel a více - 1,43). Pokles úrovně plodnosti v prvé řadě způsobený právě odkládáním narození prvního i druhého dítěte se projevil na regionálních rozdílech, ale ve vyšších věcích se hodnoty opětovně vyrovnaly. Potvrdilo se tím doposud dominantní postavení dvoudětné rodiny na celém území České republiky.

Přehodnocení postoje k zaměstnání po roce 1989, kdy kariérní vzestup v práci se stává pro stále větší počet osob primární záležitosti, a širší možnosti využití volného času způsobily odkládání narození prvního či druhého dítěte i po svatbě na pozdější dobu. Nejprůkazněji tím byla ovlivněna velká města, zvláště město Praha.

Graf 2: Průměrný počet závislých dětí v úplných rodinách podle věku manželky nebo družky za vybrané kraje ČR k 1.3.2001

Kraj Hlavní město Praha se ve srovnání s ostatním kraji vyčlenil podle zmíněného ukazatele významně nižšími hodnotami až do věku 35 let (2001 - 30 let: Hlavní město Praha - 1,33, Vysočina - 1,84). Naopak odkládání narození dětí na pozdější dobu, patrné v pražském regionu již před rokem 1989, se projevilo na vyšších hodnotách zmíněného ukazatele ve věku 45 let.

Tab. 5 Průměrný počet závislých dětí v neúplných domácnostech podle věku ženy v čele CD a velikostních skupin obcí v ČR k 1.3.2001

Vysoká úroveň rozvodovosti (avšak většinou bezdětných párů či s jedním dítětem), nízký počet osob žijících v nesezdaném soužití při zvyšující se úrovni nemanželské plodnosti v posledních letech ovlivnily ukazatel průměrného počtu závislých dětí v neúplných rodinách podle věku ženy v CD. Celkové hodnoty ukazatele pro neúplné rodiny byly ve srovnání s úplnými rodinami nižší i přes fakt, že počet neúplných rodin bez závislého dítěte je do věku 35 let žen minimální. Vliv velikosti sídla se ukázal méně zřetelný než u úplných rodin s podobným vlivem městského hektického života na nižších hodnotách kolem věku 25-35 let v sídlech nad 100 tisíc obyvatel. V roce 2001 činila hodnota průměrného počtu závislých dětí v neúplných rodinách s ženou v čele CD ve věku 35 let u sídel do 9999 obyvatel 1,80, v sídlech nad 100 tisíc obyvatel 1,58. Podobně tomu bylo i v případě, kdy v čele neúplné rodiny byl muž (vzhledem k nízkému počtu těchto případů jsou dané údaje za pětileté věkové skupiny), kdy byly regionální rozdíly potlačeny v relativně vyšší míře.

Velikost sídla se tedy významně projevila na rozložení jednotlivých typů domácností. V obcích 0-9999 obyvatel nedocházelo k výraznějšímu rozšíření domácností jednotlivců na úkor úplných rodin, naopak v obcích nad 100 tisíc obyvatel mladí lidé častěji přijali moderní individualistický styl života města. Podobně, ale v daleko nižší míře se projevila rozdílnost v poměru neúplných a úplných rodin, kdy i v obcích s menším počtem obyvatel docházelo častěji k rozpadu rodin a tím i ke vzniku neúplných rodin. K podobnému kontrastu dochází i v porovnání krajů Hlavní město Praha (moderní individualistický styl života ve městě) a kraji Vysočina (tradiční rodinné vazby). Nepřekvapuje ani vysoký podíl neúplných rodin v Ústeckém kraji, přesto je ale nižší než v Praze. Co se nezměnilo, je nízký podíl neúplných rodin v čele s mužem, rozdíly mezi venkovem a městem zůstaly zachovány. Naopak muži v daleko větší míře vytvářeli samostatné censové domácnosti, a to i z toho důvodu, že děti po rozvodu byly svěřovány v drtivé většině matkám. Celkový kontrast mezi městem a venkovem byl tedy jiného měřítka, pokud srovnáme domácnosti jednotlivců podle věku ženy a muže v čele CD. V obcích do 10000 obyvatel žily ženy v domácnostech jednotlivců jen výjimečně. Vytváření rodin s odkládáním narození prvního dítěte či dalších dětí v devadesátých letech se častěji projevilo ve městech, a proto nepřekvapí rozdíl v hodnotách průměrného počtu závislých dětí v domácnostech ve věku 25 až 30 let podle věku ženy či muže v čele CD mezi kraji Hlavní město Praha a Vysočina či mezi obcemi do 10 000 obyvatel a nad 100 000 obyvatel. S přibývajícím věkem se rozestup plynule snižoval. Celkově byl  tento trend jednoznačnější v úplných rodinách než neúplných.