2.10.2005 ANALÝZA: Struktura domácností v rámci regionálních celků ČR
![](user/img/article/info_nyvlt_1128263874.jpg)
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
![](user/img/article/tab_nyvlt1_1127847054.gif)
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
![](user/img/article/tab_nyvlt2_1127847195.gif)
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
![](user/img/article/graf_nyvlt1_1127847431.gif)
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
![](user/img/article/tab_nyvlt3_1127847340.gif)
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
![](user/img/article/tab_nyvlt4_1127775022.gif)
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
![](user/img/article/graf_nyvlt2_1127847496.gif)
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
![](user/img/article/tab_nyvlt5_1127775080.gif)
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.
Mgr. Ondřej Nývlt
hostující autor