Ассортативность браков по уровню образования: виды, динамика и вклад в неравенство доходов тема диссертации и автореферата по ВАК РФ 00.00.00, кандидат наук Зинченко Дарья Игоревна

• Зинченко Дарья Игоревна
• кандидат наук
• 2023

Оглавление диссертации кандидат наук Зинченко Дарья Игоревна

Введение

Глава 1. Ассортативность браков по уровню образования как предмет экономического анализа

1.1 Теоретические аспекты брачного выбора

1.2 Измерение ассортативности браков

1.2.1 Частные (локальные) показатели

1.2.2 Общие (глобальные) показатели

1.3 Обзор эмпирических исследований

Выводы по Главе

Глава 2. Уровень и динамика образовательной ассортативности браков в России (19952020 гг.)

2.1 Изменения в брачном состоянии и составе браков по уровню образования: описательный анализ

2.2 Динамика образовательной структуры населения и соотношение уровней образования супругов

2.3 Вариация ассортативности браков по возрастным группам

Выводы по Главе

Глава 3. Брачный выбор и экспансия высшего образования: роль региональных характеристик

3.1 Характеристики региональных брачных рынков

3.2 Эконометрическая оценка эффекта высшего образования на состояние в браке и

образовательную ассортативность браков

Выводы по Главе

Глава 4. Состав браков по уровню образования и неравенство доходов

4.1 Образовательная ассортативность браков как фактор неравенства: обзор эмпирических исследований

4.2 Методология анализа связи ассортативности браков по уровню образования и неравенства доходов

4.3 Декомпозиция неравенства: оценка вклада образовательной ассортативности

браков

Выводы по Главе

Заключение

Список литературы

Приложение

Приложение

Приложение

Введение

Введение диссертации (часть автореферата) на тему «Ассортативность браков по уровню образования: виды, динамика и вклад в неравенство доходов»

Актуальность

Диссертационное исследование лежит на пересечении трех больших дисциплинарных проблемных полей. Одно посвящено образовательной структуре населения и ее динамике, другое - формированию семей и соотношению характеристик партнеров в сложившихся браках, и, наконец, третье исследует особенности распределения доходов. Внутри каждого из этих проблемных полей остается много нерешенных вопросов, но главная идея данной работы - исследование и обсуждение их взаимосвязи.

Начиная со второй половины ХХ века мировая экономика вступила в «образовательную гонку»: во многих странах резко расширился охват населения третичным, прежде всего высшим, образованием, и наличие такого образования превращается в социальную норму. Россия не осталась в стороне от глобальных трендов.

По данным переписей населения, доля лиц с высшим образованием среди населения в

1 2

возрасте 25-34 лет выросла с 16% в 1989 г. до 39% в 2020 г. При этом рост уровня образования женщин заметно опережал его рост у мужчин.

Формирование семей тесно связано с тенденциями в сфере образования. В современном мире образование, как характеристика индивидов и сообществ, играет важную роль в процессе поиска и выбора брачного партнера. В экономической литературе явление неслучайного формирования супружеских пар обозначается термином «ассортативность браков», что часто выражается в выборе партнера со сходными характеристиками. В фокусе настоящего диссертационного исследования находится ассортативность браков по уровню образования или образовательная ассортативность браков.

В современном обществе формальное образование приносит отдачу не только на рынке труда, но и на брачном рынке,3 причем как мужчинам, так и - в еще большей степени - женщинам [Chiappori, Iyigun, Weiss, 2009]. На рынке труда более высокий уровень образования обеспечивает более высокие заработки, а на брачном рынке он способствует формированию пары с более образованным кандидатом и тем самым

1 URL: http://www.demoscope.ru/weeklv/ssp/sng edu 89.php?reg=2 (дата обращения: 25.07.2022)

2 URL: https://rosstat.gov.ru/storage/mediabank/Tom3 tabl VPN-2020.xlsx (дата обращения: 25.05.2023)

3 Условное пространство, где индивиды, конкурируя между собой с учетом имеющихся ограничений, осуществляют поиск, оценку и выбор супруга(-и), Г. Беккер (1973; 1974) назвал брачным рынком (англ. «marriage market»).

увеличивает семейный бюджет. Экспансия высшего образования ведет к увеличению влияния образовательной системы на выбор брачного партнера и к усилению ее структурного воздействия на ассортативность браков по уровню образования [Blossfeld, Timm, 2003; Nielsen, Svarer, 2009]. Вместе с тем массовое распространение высшего образования может снижать его ценность в качестве характеристики, влияющей на выбор партнера. Образование становится менее элитарным, а контингент студентов - более пестрым, что увеличивает вероятность контактов с более разнообразным социальным окружением. Рост доступности высшего образования ведет и к значительной вариации в качестве образования. Эти процессы подрывают сигнальную и структурную функции образования и размывают связь между наличием диплома, доходами и общностью интересов, что может стать причиной снижения роли образования при выборе партнера. Другие тенденции современного мира, а именно развитие интернета и рост популярности платформ для онлайн дейтинга, расширяя возможности встречи с партнером не из своего социального окружения, могут тоже вести к снижению ассортативности браков, особенно среди молодежи.

Гендерная асимметрия в уровне образования, ставшая результатом опережающих темпов роста уровня образования женщин, имеет самостоятельное влияние на выбор брачного партнера. Повышение образовательного уровня женщин по сравнению с мужчинами сопровождается постепенным сближением предпочтений обоих полов в отношении желаемых характеристик партнера и увеличением доли браков, в которых оба супруга имеют одинаковый уровень образования. Однако ситуация качественно меняется, когда уровень образования женщин начинает превышать соответствующие показатели среди мужчин. Обладательницы вузовских дипломов сталкиваются с относительным сокращением брачного выбора на фоне увеличения альтернативной ценности брака. В результате растет доля женщин, партнер которых имеет более низкий уровень образования, и одновременно увеличивается доля, остающихся вне брака (причем быстрее, чем среди мужчин).

Образовательная ассортативность браков не является нейтральной по отношению к процессу формирования доходов домашних хозяйств. Рост охвата высшим образованием и высокая отдача от него в последние десятилетия стали основным драйвером неравенства денежных доходов. Объединение в пары обладателей высокого уровня образования может усиливать различия в доходах по сравнению с теми союзами, в которых оба партнера имеют низкий уровень образования, и приводить к росту неравенства. При этом трансляция брачно-образовательных паттернов от родителей к детям способна тормозить

межпоколенческую мобильность по доходам и консервировать достигнутый уровень неравенства на длительную перспективу.

Описанные выше социо-демографические и экономические процессы наблюдаются в разных странах, и Россия не является исключением. В отечественной литературе активно обсуждались вопросы, лежащие на стыке образовательных тенденций и формирования семей (см., например: [Захаров, 2007; Архангельский, Зинькина, Шульгин, 2019; Митрофанова, 2020]), структуры семьи и неравенства (см., например: [Лукьянова, 2016; Лукьянова, 2020]), образования и неравенства (см., например: [Лукьянова, 2007; Карцева, Кузнецова, 2020]). Однако исследований, которые изучали бы эти процессы в комплексе, до сих пор не проводилось. Данное диссертационное исследование ставит своей целью восполнить этот пробел. Важно отметить, что хотя настоящая работа лежит в междисциплинарном поле, она относится прежде всего к области экономики, поскольку основывается на теоретических и методологических наработках экономической науки.

Степень разработки научной проблемы в литературе

Отправной точкой при теоретическом осмыслении брачного выбора является модель Г. Беккера [Becker, 1973; 1974]. Она не дает однозначного ответа на вопрос о том, как происходит брачный отбор по уровню образования: по сходству или различию. В традиционном обществе основным источником выигрыша от вступления в брак являлось разделение труда между супругами и специализация одного из партнеров на рыночном производстве, а другого - на производстве в домохозяйстве. В модели Беккера такая специализация обеспечивается за счет различий в ожидаемых заработных платах: супруг с более высокой ставкой заработной платы (муж) должен тратить больше времени на рынке труда, а на супруга с более низкой ставкой заработной платы (жена) возлагается ответственность за ведение домашнего хозяйства. Таким образом, по Беккеру, образование имеет значение только для мужчин - оно позволяет увеличить их заработки. Для специализации на ведении домашнего хозяйства образование не играет решающей роли, поэтому в традиционном обществе охват женщин образованием находится на низком уровне. Предпочтительным семейным паттерном для мужчин становится брак с женщиной, имеющей более низкий уровень образования и занятой домашним производством. Однако специализация - не единственный источник выгод от вступления в брак, дополнительная полезность возникает в производстве семейных благ (например, воспитание детей) и в совместном потреблении. Для максимизации выгод от брака в этих сферах важно сходство характеристик супругов, в том числе уровня образования.

Общность интересов, ценностей и схожий уровень интеллектуального развития обеспечивают дополнительные выгоды в воспитании детей, решении бытовых вопросов, организации и проведении совместного досуга и т.д.

В 1950-1980-е гг. произошли события, способствовавшие радикальному изменению положения женщин в обществе и модернизации брачного поведения. Вследствие широкого внедрения бытовой техники, либерализации разводов, появления новых средств контрацепции, развития сферы услуг, распространения идей гендерного равенства классические аргументы относительно преимуществ специализации в значительной мере потеряли силу. В то же время новейшие технологические достижения, использование которых требовало высококвалифицированной рабочей силы, спровоцировали рост отдачи от образования и увеличение экономических издержек «неравных» в образовательном плане браков [Fernández, Guner, Knowles, 2005]. В этих обстоятельствах постепенно доминирующим типом семьи становится семья, в которой на рынке труда заняты оба супруга. Так, образование как одна из форм человеческого капитала начинает приносить отдачу не только на рынке труда, но и на брачном рынке, причем как мужчинам, так и женщинам [Chiappori, Iyigun, Weiss, 2009]. На рынке труда оно обеспечивает доступ к более высокооплачиваемым рабочим местам; на брачном рынке увеличивает вероятность союза с более «качественным» кандидатом. Взаимные предпочтения в пользу партнера с более высоким образованием - не только среди женщин, но и среди мужчин - укрепляются за счет возможности объединения рисков [Hess, 2004; Chiappori, Dias, Meghir, 2018]. В случае снижения доходов (например, по причине болезни одного из супругов или потери им работы) благосостояние семьи будет поддерживаться партнером, сохранившим работу.

Партнер с более высоким уровнем образования - не только производительный работник и неформальный институт страхования, но и более эффективный родитель [Chiappori, Salanié, Weiss, 2017]. Поскольку основой формирования человеческого капитала ребенка является уровень образования и здоровье родителей, то дети образованных индивидов с большей вероятностью будут аккумулировать характеристики, как минимум тождественные характеристикам своих родителей. Союз между образованными партнерами позволяет минимизировать издержки «производства» качественного человеческого капитала ребенка.

Упомянутые экономические модели строились на предпосылках о полноте информации и отсутствии издержек поиска брачного партнера. В реальной жизни информация, которую люди имеют о структуре брачного рынка, несовершенна. Несовершенство информации затрудняет оценку потенциальных выгод и издержек

поиска. В общем случае выгоды и издержки поиска зависят от характеристик индивида (его «брачного» капитала, который определяется доходами, возрастом, образованием, внешней привлекательностью и т. д.) и распределения характеристик потенциальных партнеров. Такие механизмы отбора в брак и сортировки на пары учтены в аппарате теории поиска. В соответствии с этой теорией, индивид принимает предложение о браке в том случае, если издержки его отклонения и продолжения поиска выше, чем ожидаемые выгоды от заключения брака с данным партнером. Издержки и выгоды поиска, а также требования к партнеру могут меняться со временем. После неудачных попыток часть индивидов может снизить свои ожидания и согласиться на партнера, который «не столь идеален». Таким образом, теория поиска объясняет, почему формирование семейных пар нередко отличается от оптимального сценария.

Социологическая литература обращает внимание на то, что образовательная система и ее эволюция могут оказывать структурное воздействие на образовательную ассортативность браков [Oppenheimer, 1988; Blossfeld, Timm, 2003]. Чем выше ступень обучения, тем более селективна среда и тем в более позднем возрасте заканчивается обучение. Поэтому у более образованных лиц выше вероятность брака со столь же образованным партнером. Те, кто оставляет обучение раньше, попадают в менее однородную в образовательном плане среду на работе или в сфере досуга, в результате ассортативность браков по уровню образования в этих образовательных группах может снижаться.

Как можно видеть, вопросы выбора брачного партнера активно обсуждаются в теоретической литературе, но предсказания теоретических моделей неоднозначны и все еще требуют эмпирической проверки. В исследованиях по зарубежным странам находится большое количество подтверждений тому, что браки заключаются чаще между партнерами, похожими друг на друга по уровню образования (см., например: [Mare, 1991; Pencavel, 1998; Smits, Park, 2009; De Rose, Fraboni, 2016]). Что касается динамики образовательной ассортативности браков, то предшествующие работы не выявили каких -либо универсальных стилизованных фактов даже для развитых стран [Schwartz, 2013]. Нередко результаты анализа даже по одной стране зависят от выбора базы данных, детализации уровней образования и используемых способов измерения. Показатели образовательной ассортативности браков, которые не учитывают тренды в уровне образованности населения, чаще всего фиксируют рост доли пар, в которых супруги имеют одинаковое образование (гомогамия) или жена имеет более высокий уровень образования (гипогамия) за счет снижения доли пар, в которых муж более образован, чем жена (гипергамия) [Schwartz, Mare, 2005]. Меры ассортативности браков по уровню

образования, скорректированные на образовательные тренды, показывают, что ключевое значение в формировании ее динамики играют изменения в образовательной структуре населения, в то время как предпочтения индивидов в отношении образования партнера мало изменились за последние десятилетия [Gihleb, Lang, 2020]. Кроме того, тренды нередко различаются для разных образовательных групп: в развитых странах частота «равных» в образовательном плане браков увеличилась среди малообразованных индивидов и снизилась среди имеющих высшее образование [Eika, Mogstad, Zafar, 2014; 2019].

Для анализа механизмов ассортативности браков по уровню образования с позиций теории поиска следует учитывать характеристики локальных брачных рынков, прежде всего их образовательный состав. Такой подход учитывает возможность вступления в союз с обладателем определенного уровня образования. Так, в работе по США [Lewis, Oppenheimer, 2000] обнаруживается, что в регионах с высокой долей образованного населения выше вероятность вступить в брак с партнером с таким же или более высоким уровнем образования. При этом в регионах с высокой долей малообразованного населения женщины чаще состоят в гипогамном союзе, причем риски гипогамии растут по мере увеличения возраста вступления в брак. Согласно результатам исследования А. Эстеве и его соавторов [Esteve, Garcia-Roman, Permanyer, 2012], в странах, где женщины в среднем более образованы, чем мужчины, гипогамия более распространена, чем гипергамия.

В литературе интерес к ассортативности браков по уровню образования поддерживается и тем, что она может быть одной из причин усиления неравенства. Именно рост неравенства доходов в западных странах дал толчок к изучению этого важного аспекта образовательной ассортативности браков: если союзы между партнерами с одинаковым уровнем образования становятся наиболее распространенным паттерном образовательной ассортативности браков, то, через нарастание поляризации доходов высокообразованных и малообразованных пар, неравенство может возрастать. Исследования подтверждают, что ассортативность браков по уровню образования углубляет неравенство в доходах. Однако этот эффект часто оказывается слабым [Greenwood et al., 2014; 2015; Hakak, Firpo, 2017]. Анализ динамики общего уровня неравенства также не выявил заметного воздействия со стороны изменений в образовательной ассортативности браков [Eika, Mogstad, Zafar, 2014; 2019].

Если по зарубежным странам имеется обширная литература, анализирующая ассортативность браков по уровню образования, то в России такие исследования

немногочисленны.4 Авторы существующих работ отмечают, что российские мужчины и женщины склонны выбирать партнера, имеющего схожий уровень образования [Волков, 1986; Рощина, Рощин, 2008]. Впрочем, эти работы имеют сугубо дескриптивный характер и сводятся к простым группировочным таблицам, охватывают достаточно короткий период или представляют усредненные результаты по объединенным данным за длительный период. В отдельных исследованиях использовались меры ассортативности, учитывающие сдвиги в сфере образования, но их результаты не репрезентативны для всего населения России (см. [Калмыкова, 1991]). Таким образом, имеющиеся результаты не позволяют проследить динамику образовательной ассортативности браков и не создают комплексного знания об изучаемом явлении. В отечественной литературе нет и эмпирических исследований о связи брачного выбора с образовательной структурой локальных брачных рынков, на которых реализовываются брачные установки различных социальных групп. Существующие работы по России изучают потенциал брачного выбора в основном с позиции вероятности вступления в брак и только с точки зрения возрастно-полового состава брачных рынков (см., например: [Ильина, 1977; Дарский, Ильина, 1990]). Насколько уникален опыт России в вопросе связи образовательной ассортативности браков с неравенством доходов, также неизвестно. Такая нераскрытость темы ассортативности браков по уровню образования в России определяет актуальность настоящей диссертационной работы.

Цель, задачи, объект и предмет исследования

Целью работы является анализ изменений в семейном составе населения с точки зрения образования супругов и влияния этих трансформаций на неравенство доходов в России.

Для достижения поставленной цели необходимо решить следующие основные задачи:

1. Изучить основные теоретические концепции выбора брачного партнера, чтобы показать, какой задел по исследованию неслучайного формирования супружеских пар имеется в литературе; проанализировать подходы к измерению ассортативности браков по уровню образования и определить, какие из них релевантны для цели настоящего исследования.

4 Из отечественной литературы гораздо больше можно узнать об ассортативности браков по другим характеристикам: демографы и социологи чаще изучали возрастной и этнический состав супружеских пар (см., например: [Курбатова и др., 1988; Волков, 1989; 2014; Сороко, 2014]).

2. На основе опыта предшествующих исследований адаптировать методологию эмпирического анализа для комплексного изучения взаимосвязи образовательных тенденций, ассортативности браков по уровню образования и неравенства в распределении доходов.

3. Оценить уровень и динамику образовательной ассортативности браков на российских данных с использованием альтернативных методов измерения; проследить воздействие изменений в образовательной структуре населения на состав семей по уровню образования супругов.

4. Провести эмпирическую оценку эффекта образования на состояние в браке и ассортативность браков по уровню образования на микроуровне с учетом образовательной и демографической структур региональных брачных рынков.

5. Оценить вклад образовательной ассортативности браков в общий уровень неравенства доходов российских семей.

Объект исследования - ассортативность браков по уровню образования.

Предмет исследования - влияние тенденций в сфере образования на семейный состав населения по уровню образования супругов и вклад образовательной ассортативности браков в неравенство доходов в России.

Описание методологии исследования

Методология работы включает как расчет стандартных дескриптивных статистик, так и применение более сложных эконометрических методов. Дескриптивный анализ уровня и динамики ассортативности браков по уровню образования представлен «классическим» методологическим подходом для такого рода исследований: анализом коэффициентов ранговой корреляции и построенных на основе таблиц сопряженности показателей гомогамии, гипогамии и гипергамии. Однако простые показатели ассортативности плохо отражают реальные процессы, поскольку не делают поправку на стремительные изменения в образовательной структуре населения, связанные с ростом охвата высшим образованием. Поэтому в дополнение к простым показателям рассмотрены меры образовательной ассортативности, в формулах которых эксплицитно учитываются тренды в сфере образования, в частности показатель, предложенный в работах Л. Эйка, М. Могстада и Б. Зафара (2014; 2019). Другие преимущества этого показателя состоят в том, что он может корректироваться с учетом взаимосвязи с другими характеристиками супругов (например, с возрастом) и совмещаться с методами декомпозиции.

Динамика ассортативности браков по уровню образования является результатом двух одновременных процессов: трансформации предпочтений в выборе партнера с определенным уровнем образования и изменений в образовательной структуре населения. Для разделения этих эффектов и оценки вклада каждого из них в наблюдаемую динамику образовательной ассортативности браков используется алгоритм Синхорна-Кноппа [Sinkhorn, Knopp, 1967] с последующей декомпозицией. Алгоритм Синхорна-Кноппа позволяет стандартизировать таблицы сопряженности и рассчитать семейство скорректированных, т.е. приведенных к образовательной структуре начального периода, показателей гомогамии. С помощью декомпозиции мы получаем следующее разложение: разность между фактическими и скорректированными значениями показателей гомо-, гипо- и гипергамии для рассматриваемого года отражает эффект изменений в образовательной структуре населения; оставшаяся часть разницы между фактическими значениями показателей за конец и начало периода может быть отнесена к изменениям в предпочтениях.

Для изучения воздействия образования на брачный выбор с учетом индивидуальной неоднородности участников брачного рынка и состояния локальных брачных рынков применяется мультиномиальная логистическая регрессия. Эффект образования анализируется одновременно на два аспекта брачного выбора: брачный статус и сходство-различие между супругами по уровню имеющегося образования. При этом эффект образования рассматривается с позиции индивидуальной характеристики человека и в аспекте характеристик образовательного состава региональных брачных рынков. Образовательные характеристики региональных брачных рынков специфицированы показателями охвата высшим образованием, темпами его распространения и его феминизацией. Дополнительно через соотношение численности подходящих по возрасту мужчин и женщин мы контролируем демографическую ситуацию, наблюдаемую на региональных брачных рынках. Результаты регрессионного анализа не претендуют на идентификацию причинно-следственных эффектов. При этом ограничение выборки индивидами в возрасте 30-50 лет и тщательный отбор объясняющих переменных в спецификацию модели дают нам уверенность в правильной идентификации направления воздействия интересующих переменных.

Оценка вклада образовательной ассортативности браков в общий уровень неравенства доходов производится с помощью декомпозиции Дж. Динардо, Н. Фортин и Т. Лемье [DiNardo, Fortin, Lemieux, 1995]. Декомпозиция осуществляется в непараметрической форме с модификацией перевзвешивающей функции, для расчета которой используется процедура стохастического мэтчинга из работ [Eika, Mogstad, Zafar,

2014; 2019]. Исходной точкой декомпозиции является построение гипотетического (контрафактического) распределения доходов. Наш анализ базируется на расчете двух контрафактических распределений. В первом контрафактическом сценарии мы предполагаем, что ассортативность браков по уровню образования является случайной. Во втором контрафактическом сценарии образовательная ассортативность фиксируется на уровне базового года, а все остальные характеристики супругов меняются как в реальных данных. Сравнение фактического распределения доходов с распределением, рассчитанным по первому контрафактическому сценарию, дает вклад образовательной ассортативности браков в общий уровень неравенства. Расхождение между фактическим распределением доходов и контрафактическим распределением из второго сценария, показывает, насколько изменилось неравенство за счет изменения ассортативности браков по уровню образования.

Информационная база исследования

Эмпирическую основу анализа составляют данные Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ (далее РМЭЗ НИУ ВШЭ) за 1995-2020 гг. Достоинством этих данных является репрезентативность на уровне страны и наличие обширной информации о социально-экономических и демографических характеристиках индивидов и домашних хозяйств.

Эмпирический анализ проводится и с использованием данных Федеральной службы государственной статистики: расчетных данных о численности постоянного населения за 1995-2015 гг. и микро-данных выборочного обследования рабочей силы за тот же период. Эти источники данных являются репрезентативными на региональном уровне и используются для расчета характеристик региональных брачных рынков.

Для верификации репрезентативности РМЭЗ НИУ ВШЭ используются данные переписей населения.

Научная новизна исследования

1. Систематизированы основные теоретические положения, объясняющие брачный выбор партнера по уровню образования; комплексно изучены измерительные и интерпретационные аспекты подходов к анализу ассортативности браков по уровню образования.

Список литературы диссертационного исследования кандидат наук Зинченко Дарья Игоревна, 2023 год

Список литературы

1. Архангельский В. Н., Зинькина Ю. В., Шульгин С. Г. Рождаемость у женщин с разным уровнем образования: текущее состояние и прогнозные сценарии // Народонаселение. - 2019. - № 1. - С. 21-39.

2. Бессуднов А.Р., Куракин Д. Ю., Малик В.М. Как возник и что скрывает миф о всеобщем высшем образовании // Вопросы образования. - 2017. - № 3. - С. 83-109.

3. Вишневский А. Г. и др. Российская половозрастная пирамида // Демоскоп Weekly. - 2005. - №. 215-216. - С. 2.

4. Волков А. Г. Избранные демографические труды: сборник научных статей. -М.: Изд. дом ВШЭ, 2014. - 557 C.

5. Волков А. Г. Семья - объект демографии. - Мысль, 1986. - 264 С.

6. Гмурман В. Теория вероятностей и математическая статистика 3-е изд. Учебник для студентов вузов, обучающихся по экономическим специальностям. - М.: ЮНИТИ-ДАНА, 2018. - 539 С.

7. Гурко Е. М. Представления студенческой молодежи о браке // Актуальные проблемы семей в России // под ред. Е. М. Гурко. - М.: ИС РАН, 2006. - С. 200-210.

8. Гурко Т. А., Мамиконян М. С. Установки студентов в брачно-семейной сфере и отношениях между полами // Вестник института социологии. - 2018. - Т. 9. - № 4. - С. 192-226.

9. Дарский Л. Е., Ильина И. П. Нормализация брачности в СССР // Демографические процессы в СССР: Сборник научных трудов / под ред. А. Г. Волков. -М.: Наука, 1990. - С. 6-28.

10. Дарский Л. Е., Ильина И. П. Некоторые данные о социальной дифференциации брачности // Брачность в России. Анализ таблиц брачности / под ред. А. Г. Волков. - М.: Информатика, 2000. - С. 44-46.

11. Демографическая модернизация России, 1900-2000 / под ред. А. Г. Вишневского. - М.: Новое издательство, 2006. - 608 C.

12. Захаров С. В. Куда движется супружество в России? // Демоскоп Weekly. -2013. - № 545-546. - С. 1-10.

13. Захаров С. В. Трансформация брачно-партнерских отношений в России: «золотой век» традиционного брака близится к закату? // Родители и дети, мужчины и женщины в семье и обществе / под ред. Т. М. Малевой, О. В. Синявской - М.: НИСП, 2007. - С. 75-126.

14. Зинченко Д. И. Ассортативность браков по уровню образования: изменения в связи с экспансией высшего образования в России // Демографическое обозрение. -2021. - Т. 8. - № 4. - С. 81-105.

15. Зинченко Д. И., Лукьянова А. Л. Ассортативность браков по образованию и неравенство доходов // Экономический журнал Высшей школы экономики. - 2018. - Т. 22. - № 2. - С. 169-196.

16. Зинченко Д. И., Лукьянова А. Л. Тенденции в избирательности браков по уровню образования: роль изменений в образовательной структуре населения // Мир России. Социология. Этнология. - 2021. - Т. 30. - № 1. - С. 111-133.

17. Ильина И. П. Влияние войн на брачность советских женщин // Брачность, рождаемость, смертность в России и в СССР / под ред. А. Г. Вишневского. М.: Статистика. - 1977. - С. 50-61.

18. Карцева М. А., Кузнецова П. О. Справедливое и несправедливое неравенство в России: оценка вклада неравенства возможностей в неравенство доходов // Прикладная эконометрика. - 2020. - Т. 58. - № 2. - С. 5-31.

19. Кашницкий И. Что в возрасте тебе моем? // Демоскоп Weekly. - 2014. - №. 581-582. - С.1-22.

20. Лукьянова А. Л. Семейные паттерны (не)занятости // Российский рынок труда через призму демографии / под ред. В. Е. Гимпельсон, Р. И. Капелюшников - М.: Издательский дом НИУ ВШЭ, 2020. - С. 326-365.

21. Лукьянова А. Л. Динамика и структура неравенства по заработной плате (1998-2005 гг.) // Заработная плата в России: эволюция и дифференциация / под. ред. В. Е. Гимпельсон, Р.И. Капелюшников - М.: Издательский дом ГУ ВШЭ, 2007. - C. 486-535.

22. Лукьянова А. Л. Неравенство в распределении занятости между российскими домашними хозяйствами // Экономический журнал Высшей школы экономики. - 2016. - Т. 20. - № 3. - С. 415-441.

23. Митрофанова Е. С. (Не) время взрослеть: как меняется возраст наступления дебютных биографических событий у россиян // Демографическое обозрение. - 2020. - Т. 7. - № 4. - С. 36-61.

24. Митрофанова Е. С. Модели взросления разных поколений россиян // Демографическое обозрение. - 2019. - Т. 6. - № 4. - С. 53-82.

25. Птуха М. В. Индексы брачности. Этюд по теории статистики населения. -К., 1922. - 44 C.

26. Птуха М. В. Индексы брачности // Ученые записки по статистике. М.: Изд-во АН СССР. - 1963. - Т. 7. - С. 161-169.

27. Рощина Я. М. Дифференциация доходов и образования в России // Вопросы образования. - 2005. - № 4. - С. 274-296.

28. Рощина Я. М., Рощин С. Ю. Брачный рынок в России: выбор партнера и факторы успеха // Математическое моделирование. - 2008. - № 4. - С. 21-37.

29. Сороко Е. Л. Этнически смешанные супружеские пары в Российской Федерации // Демографическое обозрение. - 2014. - Т. 1. - № 4 (4). - С. 96-123.

30. Сусоколов А. А., Новицкая А. П. Этническая и социально-профессиональная гомогенность браков // Советская этнография. - 1981. - № 6. - C. 14-26.

31. Чуйко Л. В. Браки и разводы (Демографическое исследование на примере Украинской ССР). - Статистика, 1975. - 176 С.

32. Abbott B. et al. Education policy and intergenerational transfers in equilibrium // Journal of Political Economy. - 2019. - Т. 127. - № 6. - С. 2569-2624.

33. Abramitzky R., Delavande A., Vasconcelos L. Marrying up: the role of sex ratio in assortative matching // American Economic Journal: Applied Economics. - 2011. - Т. 3. - № 3. - С. 124-57.

34. Allendorf K., Pandian R. K. The decline of arranged marriage? Marital change and continuity in India // Population and development review. - 2016. - Т. 42. - №. 3. - С. 435.

35. Angrist J. How do sex ratios affect marriage and labor markets? Evidence from America's second generation // The Quarterly Journal of Economics. - 2002. - Т. 117. - № 3. -С.997-1038.

36. Autor D., Dorn D., Hanson G. When work disappears: Manufacturing decline and the falling marriage market value of young men // American Economic Review: Insights. - 2019.

- Т. 1. - № 2. - С. 161-178.

37. Bacharach M. Biproportional matrices and input-output change. - CUP Archive, 1970. - Т. 16.

38. Banerjee A. et al. Marry for what? Caste and mate selection in modern India // American Economic Journal: Microeconomics. - 2013. - Т. 5. - № 2. - С. 33-72.

39. Becker G. S. A theory of marriage: Part I // Journal of Political Economy. - 1973.

- Т. 81. - № 4. - С. 813-846.

40. Becker G. S. A theory of marriage: Part II // Journal of Political Economy. -1974. - Т. 82. - № 2, Part 2. - С. S11-S26.

41. Becker G. S. A treatise on the family: Enlarged edition. - Harvard university press, 1991.

42. Bellou A. The impact of Internet diffusion on marriage rates: evidence from the broadband market // Journal of Population Economics. - 2015. - Т. 28. - С. 265-297.

43. Benini R. Principii di demografia. - Barbera, 1901. - T. 29.

44. Bertrand M., Cortes P., Olivetti C., Pan J. Social norms, labour market opportunities, and the marriage gap between skilled and unskilled women // The Review of Economic Studies. - 2021. - T. 88. - № 4. - C. 1936-1978.

45. Billari F. C., Giuntella O., Stella L. Does broadband Internet affect fertility? // Population studies. - 2019. - T. 73. - №. 3. - C. 297-316.

46. Blackwell D. L., Lichter D. T. Mate selection among married and cohabiting couples // Journal of Family Issues. - 2000. - T. 21. - № 3. - C. 275-302.

47. Blossfeld H. C. Educational assortative marriage in comparative perspective // Annual review of sociology. - 2009. - C. 513-530.

48. Blossfeld H. P., Timm A. (ed.). Who marries whom?: Educational systems as marriage markets in modern societies. - Springer Science & Business Media, 2003. - T. 12.

49. Boertien D., Permanyer I. Educational assortative mating as a determinant of changing household income inequality: A 21-country study // European Sociological Review. -2019. - T. 35. - № 4. - C. 522-537.

50. Borkotoky K., Gupta A. K. Trends and patterns of educational homogamy in India: A marriage cohort analysis // International Journal of Population Research. - 2016. - T. 2016.

51. Brainerd E. The lasting effect of sex ratio imbalance on marriage and family: Evidence from World War II in Russia // Review of Economics and Statistics. - 2017. - T. 99. -№ 2. - C. 229-242.

52. Bredemeier C., Juessen F. Assortative mating and female labor supply // Journal of Labor Economics. - 2013. - T. 31. - № 3. - C. 603-631.

53. Breen R., Andersen S. H. Educational assortative mating and income inequality in Denmark // Demography. - 2012. - T. 49. - № 3. - C. 867-887.

54. Breen R., Salazar L. Has increased women's educational attainment led to greater earnings inequality in the United Kingdom? A multivariate decomposition analysis // European Sociological Review. - 2010. - T. 26. - №. 2. - C. 143-157.

55. Breen R., Salazar L. Educational assortative mating and earnings inequality in the United States // American Journal of Sociology. - 2011. - T. 117. - № 3. - C. 808-843.

56. Brines J., Joyner K. The ties that bind: Principles of cohesion in cohabitation and marriage // American Sociological Review. - 1999. - C. 333-355.

57. Bucca M., Urbina D. R. Lasso regularization for selection of log-linear models: An application to educational assortative mating // Sociological Methods & Research. - 2021. -T. 50. - № 4. - C. 1763-1800.

58. Burdett K., Coles M. G. Steady state price distributions in a noisy search equilibrium // Journal of Economic Theory. - 1997. - T. 72. - № 1. - C. 1-32.

59. Burgess E. W., Wallin P. Engagement and marriage. - Philadelphia: Lippincott, 1953. - T. 10.

60. Burgess E. W., Wallin P. Homogamy in personality characteristics // The Journal of Abnormal and Social Psychology. - 1944. - T. 39. - № 4. - P. 475.

61. Cherlin A. J. Demographic trends in the United States: A review of research in the 2000s // Journal of Marriage and Family. - 2010. - T. 72. - № 3. - C. 403-419.

62. Chiappori P. A. Matching with transfers: The economics of love and marriage. -Princeton University Press, 2017.

63. Chiappori P. A., Dias M. C., Meghir C. The marriage market, labor supply, and education choice // Journal of Political Economy. - 2018. - T. 126. - № S1. - C. S26-S72.

64. Chiappori P. A., Iyigun M., Weiss Y. Investment in schooling and the marriage market // American Economic Review. - 2009. - T. 99. - № 5. - C. 1689-1713.

65. Chiappori P. A., Fortin B., Lacroix G. Marriage market, divorce legislation, and household labor supply // Journal of political Economy. - 2002. - T. 110. - №. 1. - C. 37-72.

66. Chiappori P. A., Salanie B., Weiss Y. Partner choice, investment in children, and the marital college premium // American Economic Review. - 2017. - T. 107. - № 8. - C. 210967.

67. Chiappori P. A. The theory and empirics of the marriage market // Annual Review of Economics. - 2020. - T. 12. - C. 547-578.

68. Choi K. H., Tienda M. Marriage market constraints and mate selection behavior: Racial, ethnic, and gender differences in intermarriage // Journal of Marriage and Family. -2017. - T. 79. - № 2. - C. 301-317.

69. Ciscato E., Weber S. The role of evolving marital preferences in growing income inequality // Journal of Population Economics. - 2020. - T. 33. - № 1. - C. 307-347.

70. Clarkwest A. Spousal dissimilarity, race, and marital dissolution // Journal of Marriage and Family. - 2007. - T. 69. - № 3. - C. 639-653.

71. Corti G., Scherer S. Mating Market and Dynamics of Union Formation // European Journal of Population. - 2021. - T. 37. - № 4. - C. 851-876.

72. De Hauw Y., Grow A., Van Bavel J. The reversed gender gap in education and assortative mating in Europe // European Journal of Population. - 2017. - T. 33. - № 4. - C. 445-474.

73. De Rose A., Fraboni R. Educational assortative mating in Italy: what can Gini's homogamy index still say? // Genus. - 2016. - T. 71. - № 2-3. - C. 53-71.

74. Dean C. B. Testing for overdispersion in Poisson and binomial regression models // Journal of the American Statistical Association. - 1992. - Т. 87. - № 418. - С. 451-457.

75. DiNardo J., Fortin N., Lemieux T. Labor market institutions and the distribution of wages, 1973-1992: A semiparametric approach // Econometrica - 1995. - T. 64. - №5 - С. 1001-1044

76. Dorn D., Hanson G. When work disappears: Manufacturing decline and the falling marriage market value of young men // American Economic Review: Insights. - 2019. -Т. 1. - № 2. - С. 161-78.

77. Dutton W. H. et al. The role of the Internet in reconfiguring marriages: A cross-national study // Interpersona: An International Journal on Personal Relationships. - 2009. - Т. 3. - С. 3-18.

78. Eika L., Mogstad M., Zafar B. Educational Assortative Mating and Household Income Inequality. - National Bureau of Economic Research, 2014. - № w20271.

79. Eika L., Mogstad M., Zafar B. Educational assortative mating and household income inequality // Journal of Political Economy. - 2019. - Т. 127. - № 6. - С. 2795-2835.

80. Epstein E., Guttman R. Mate selection in man: Evidence, theory, and outcome // Social biology. - 1984. - Т. 31. - № 3-4. - С. 243-278.

81. Erát D. Educational assortative mating and the decline of hypergamy in 27 European countries // Demographic Research. - 2021. - Т. 44. - С. 157-188.

82. Esteve A. et al. The end of hypergamy: Global trends and implications // Population and development review. - 2016. - Т. 42. - № 4. - С. 615.

83. Esteve A., Cortina C. Changes in educational assortative mating in contemporary Spain // Demographic Research. - 2006. - Т. 14. - С. 405-428.

84. Esteve A., García Román J., Permanyer I. The gender gap reversal in education and its effect on union formation: the end of hypergamy? // Population and Development Review. - 2012. - Т. 38. - № 3. - С. 535-546.

85. Esteve A., McCaa R., López L. A. The educational homogamy gap between married and cohabiting couples in Latin America // Population Research and Policy Review. -2013. - Т. 32. - № 1. - С. 81-102.

86. Fernandez R., Guner N., Knowles J. Love and money: A theoretical and empirical analysis of household sorting and inequality // The Quarterly Journal of Economics. - 2005. - Т. 120. - № 1. - С. 273-344.

87. Fernández R., Rogerson R. Sorting and long-run inequality // The Quarterly Journal of Economics. - 2001. - Т. 116. - № 4. - С. 1305-1341.

88. Fienberg S. E., Rinaldo A. Three centuries of categorical data analysis: Log-linear models and maximum likelihood estimation // Journal of Statistical Planning and Inference. -2007. - Т. 137. - № 11. - С. 3430-3445.

89. Fisher R. A. XV. —The correlation between relatives on the supposition of Mendelian inheritance // Earth and Environmental Science Transactions of the Royal Society of Edinburgh. - 1919. - Т. 52. - № 2. - С. 399-433

90. Fukuda S., Yoda S., Mogi R. Educational assortative mating in Japan: Evidence from the 1980-2010 census. IPSS Working Paper Series (E). - 2019. - № 29. - C. 1-30.

91. Gihleb R., Lang K. Educational homogamy and assortative mating have not increased // Change at Home, in the Labor Market, and On the Job. - Emerald Publishing Limited, 2020.

92. Goldin C., Katz L. F. The power of the pill: Oral contraceptives and women's career and marriage decisions // Journal of political Economy. - 2002. - Т. 110. - № 4. - С. 730-770.

93. Goldin C., Katz L. F., Kuziemko I. The homecoming of American college women: The reversal of the college gender gap // Journal of Economic perspectives. - 2006. - Т. 20. - № 4. - С. 133-156.

94. Goldscheider F. K., Waite L. J. New families, no families?: The transformation of the American home. - Univ of California Press, 1993. - Т. 6.

95. Gray H. Psychological types in married people // The Journal of Social Psychology. - 1949. - Т. 29. - № 2. - С. 189-200.

96. Greenwood J. et al. Corrigendum to marry your like: assortative mating and income inequality. - 2015.

97. Greenwood J. et al. Marry your like: Assortative mating and income inequality // American Economic Review. - 2014. - Т. 104. - № 5. - С. 348-53.

98. Grow A., Van Bavel J. Assortative mating and the reversal of gender inequality in education in Europe: An agent-based model // PloS one. - 2015. - Т. 10. - № 6. - С. e0127806.

99. Gullickson A., Torche F. Patterns of racial and educational assortative mating in Brazil // Demography. - 2014. - Т. 51. - № 3. - С. 835-856.

100. Hakak L., Firpo S. Household income inequality and education in marriage Market in Brazil: an empirical study // The Quarterly Journal of Economics. - 2017. - Т. 112. -С.115-139.

101. Halpin B., Chan T. W. Educational homogamy in Ireland and Britain: trends and patterns // The British journal of sociology. - 2003. - Т. 54. - № 4. - С. 473-495.

102. Hamplova D. Educational homogamy among married and unmarried couples in Europe: Does context matter? // Journal of Family Issues. - 2009. - Т. 30. - № 1. - С. 28-52.

103. Hamplova D., Bicakova A. Choosing a Major and a Partner: Field of Study and Union Formation Among College-Educated Women in Europe // European Journal of Population. - 2022. - С. 1-23.

104. Handy C. A rank-based measure of educational assortative mating // Applied Economics Letters. - 2021. - Т. 28. - № 12. - С. 1031-1035.

105. Harris J. A. Assortative Mating in Men // Popular Science Monthly. - 1912.

106. Henry L. Perturbations de la nuptialité résultant de la guerre 1914-1918 // Population (French edition). - 1966. - С. 273-332.

107. Henry L. Problèmes de la nuptialité. Considérations de méthode // Population (French edition). - 1968. - С. 835-844.

108. Henry L. Schéma d'évolution des mariages après de grandes variations des naissances // Population (French edition). - 1975. - С. 759-780.

109. Hess G. D. Marriage and consumption insurance: What's love got to do with it? // Journal of Political Economy. - 2004. - Т. 112. - № 2. - С. 290-318.

110. Hoffeditz E. L. Family resemblances in personality traits // The Journal of Social Psychology. - 1934. - Т. 5. - № 2. - С. 214-227.

111. Hollingshead A. B. Cultural factors in the selection of marriage mates // American Sociological Review. - 1950. - Т. 15. - № 5. - С. 619-627.

112. Hou F., Myles J. The changing role of education in the marriage market: Assortative marriage in Canada and the United States since the 1970s // Canadian Journal of Sociology/Cahiers canadiens de sociologie. - 2008. - Т. 33. - № 2. - С. 337-366.

113. Hryshko D., Juhn C., McCue K. Trends in earnings inequality and earnings instability among US couples: How important is assortative matching? // Labour Economics. -2017. - Т. 48. - С. 168-182.

114. Isen A., Stevenson B. Women's education and family behavior: Trends in marriage, divorce and fertility. - National Bureau of Economic Research, 2010. - № w15725.

115. Jepsen L. K., Jepsen C. A. An empirical analysis of the matching patterns of same-sex and opposite-sex couples // Demography. - 2002. - Т. 39. - № 3. - С. 435-453.

116. Jiang Q., Feldman M. W., Li S. Marriage squeeze, never-married proportion, and mean age at first marriage in China // Population Research and Policy Review. - 2014. - Т. 33. -№ 2. - С. 189-204.

117. Johnson R. A. Religious Assortative Marriage: In the United States. - New York: Academic Press, 2013.

118. Jones F. L. New and (very) old mobility ratios: Is there life after Benini? // Social forces. - 1985. - Т. 63. - № 3. - С. 838-850.

119. Kalmijn M. (a) Shifting boundaries: Trends in religious and educational homogamy // American Sociological Review. - 1991. - С. 786-800.

120. Kalmijn M. (b) Status homogamy in the United States // American journal of Sociology. - 1991. - Т. 97. - № 2. - С. 496-523.

121. Kalmijn M. Assortative mating by cultural and economic occupational status // American journal of Sociology. - 1994. - Т. 100. - № 2. - С. 422-452.

122. Kalmijn M. The educational gradient in marriage: A comparison of 25 European countries // Demography. - 2013. - Т. 50. - № 4. - С. 1499-1520.

123. Kalmijn M., Flap H. Assortative meeting and mating: Unintended consequences of organized settings for partner choices // Social forces. - 2001. - Т. 79. - № 4. - С. 12891312.

124. Katrnak T., Manea B. C. Change in prevalence or preference? Trends in educational homogamy in six European countries in a time of educational expansion // Social Science Research. - 2020. - Т. 91. - С. 102460.

125. Katz L. F., Murphy K. M. Changes in relative wages, 1963-1987: supply and demand factors // The quarterly journal of economics. - 1992. - Т. 107. - № 1. - С. 35-78.

126. Kendall M. G. A new measure of rank correlation // Biometrika. - 1938. - Т. 30. - № 1/2. - С. 81-93.

127. Kendall M., Gibbons J. D. Rank Correlation Methods. Charles Griffin Book Series. - 1990.

128. Kennedy R. J. R. Single or triple melting-pot? Intermarriage trends in New Haven, 1870-1940 // American Journal of Sociology. - 1944. - Т. 49. - № 4. - С. 331-339.

129. Kollamparambil U. Educational homogamy, positive assortative mating and income inequality in South Africa: An unconditional quantile regression analysis // The Journal of Development Studies. - 2020. - Т. 56. - № 9. - С. 1706-1724.

130. Kremer M. How much does sorting increase inequality? // The Quarterly Journal of Economics. - 1997. - Т. 112. - № 1. - С. 115-139.

131. Lam D. Marriage markets and assortative mating with household public goods: Theoretical results and empirical implications // Journal of Human resources. - 1988. - С. 462487.

132. Lampard R. Meeting online or offline? Patterns and trends for co-resident couples in early 21st-century Britain // Sociological Research Online. - 2020. - Т. 25. - №. 4. - С. 589608.

133. Lewis S. K., Oppenheimer V. K. Educational assortative mating across marriage markets: Nonhispanic whites in the United States // Demography. - 2000. - T. 37. - № 1. - C. 29-40.

134. Lichter D. T. et al. Race and the retreat from marriage: A shortage of marriageable men? // American sociological review. - 1992. - C. 781-799.

135. Lichter D. T., Anderson R. N., Hayward M. D. Marriage markets and marital choice // Journal of Family Issues. - 1995. - T. 16. - № 4. - C. 412-431.

136. Lichter D. T., Qian Z. The study of assortative mating: Theory, data, and analysis // Analytical family demography. - Springer, Cham, 2019. - C. 303-337.

137. Liu H., Lu J. Measuring the degree of assortative mating // Economics Letters. -2006. - T. 92. - № 3. - C. 317-322.

138. Lundberg S., Pollak R. A., Stearns J. Family inequality: Diverging patterns in marriage, cohabitation, and childbearing // Journal of Economic Perspectives. - 2016. - T. 30. -№ 2. - C. 79-102.

139. Lundberg S., Pollak R. A., Stearns J. Family inequality: Diverging patterns in marriage, cohabitation, and childbearing // Journal of Economic Perspectives. - 2016. - T. 30. -№ 2. - C. 79-102.

140. Lutz F. E. Assortative mating in man // Science. - 1905. - T. 22. - № 556. - C. 249-250.

141. Mare R. D. Assortative mating, intergenerational mobility, and educational inequality // UCLA CCPR Population Working Papers. - 2000.

142. Mare R. D. Five decades of educational assortative mating // American sociological review. - 1991. - C. 15-32.

143. Mare R. D., Schwartz C. R. Educational assortative mating and the family background of the next generation // Sociological Theory and Methods. - 2006. - T. 21. - № 2. -C. 253-278.

144. McClendon D., Kuo J. C. L., Raley R. K. Opportunities to meet: Occupational education and marriage formation in young adulthood // Demography. - 2014. - T. 51. - № 4. -C.1319-1344.

145. Nie H., Xing C. Education expansion, assortative marriage, and income inequality in China // China Economic Review. - 2019. - T. 55. - C. 37-51.

146. Nielsen H. S., Svarer M. Educational homogamy how much is opportunities? // Journal of Human Resources. - 2009. - T. 44. - № 4. - C. 1066-1086.

147. Oppenheimer V. K. A theory of marriage timing // American journal of sociology. - 1988. - T. 94. - № 3. - C. 563-591.

148. Oppenheimer V. K. Women's employment and the gain to marriage: The specialization and trading model // Annual review of sociology. - 1997. - С. 431-453.

149. Oppenheimer V. K. Women's rising employment and the future of the family in industrial societies // Population and development review. - 1994. - С. 293-342.

150. Pagnini D. L., Morgan S. P. Intermarriage and social distance among US immigrants at the turn of the century // American journal of sociology. - 1990. - Т. 96. - № 2. -С.405-432.

151. Pearson K. Mathematical contributions to the theory of evolution.—III. Regression, heredity, and panmixia // Philosophical Transactions of the Royal Society of London. Series A, containing papers of a mathematical or physical character. - 1896. - №. 187.

- С. 253-318.

152. Pearson K., Filon L. N. G. Mathematical contributions to the theory of evolution.—IV. On the probable errors of frequency constants and on the influence of random selection on variation and correlation // Philosophical Transactions of the Royal Society of London. Series A, Containing Papers of a Mathematical or Physical Character. - 1898. - №. 191. - С. 229-311.

153. Pearson K., Lee A. On the laws of inheritance in man: I. Inheritance of physical characters // Biometrika. - 1903. - Т. 2. - № 4. - С. 357-462.

154. Pencavel J. Assortative mating by schooling and the work behavior of wives and husbands // The American Economic Review. - 1998. - Т. 88. - № 2. - С. 326-329.

155. Pesando L. M. Educational assortative mating in sub-Saharan Africa: compositional changes and implications for household wealth inequality // Demography. - 2021.

- Т. 58. - №. 2. - С. 571-602.

156. Potarca G. Does the internet affect assortative mating? Evidence from the US and Germany // Social science research. - 2017. - Т. 61. - С. 278-297.

157. Qian Y. Gender asymmetry in educational and income assortative marriage // Journal of Marriage and Family. - 2017. - Т. 79. - № 2. - С. 318-336.

158. Qian Z. Changes in assortative mating: The impact of age and education, 19701890 // Demography. - 1998. - Т. 35. - № 3. - С. 279-292.

159. Qian Z., Preston S. H. Changes in American marriage, 1972 to 1987: Availability and forces of attraction by age and education // American Sociological Review. - 1993. - С. 482-495.

160. Raymo J. M. et al. Marriage and family in East Asia: Continuity and change // Annual Review of Sociology. - 2015. - Т. 41. - С. 471.

161. Raymo J. M., Xie Y. Temporal and regional variation in the strength of educational homogamy // American Sociological Review. - 2000. - Т. 65. - № 5. - С. 773-781.

162. Rele J. R. Trends and differentials in the American age at marriage // The Milbank Memorial Fund Quarterly. - 1965. - Т. 43. - № 2. - С. 219-234.

163. Richardson H. M. Studies of mental resemblance between husbands and wives and between friends // Psychological Bulletin. - 1939. - Т. 36. - № 2. - С. 104.

164. Rosenfeld M. J. Marriage, choice, and couplehood in the age of the internet // Sociological Science. - 2017. - Т. 4. - С. 490-510.

165. Savorgnan F. La scelta matrimoniale. - Roma: Biblioteca del Metron, 1924.

166. Schwartz C. R. (a) Pathways to educational homogamy in marital and cohabiting unions // Demography. - 2010. - Т. 47. - № 3. - С. 735-753.

167. Schwartz C. R. (b) Earnings inequality and the changing association between spouses' earnings // American journal of sociology. - 2010. - Т. 115. - № 5. - С. 1524-1557.

168. Schwartz C. R. Trends and variation in assortative mating: Causes and consequences // Annual Review of Sociology. - 2013. - Т. 39. - С. 451-470.

169. Schwartz C. R., Graf N. L. Assortative matching among same-sex and different-sex couples in the United States, 1990-2000 // Demographic research. - 2009. - Т. 21. - С. 843.

170. Schwartz C. R., Han H. The reversal of the gender gap in education and trends in marital dissolution // American sociological review. - 2014. - Т. 79. - № 4. - С. 605-629.

171. Schwartz C. R., Mare R. D. The proximate determinants of educational homogamy: The effects of first marriage, marital dissolution, remarriage, and educational upgrading // Demography. - 2012. - Т. 49. - № 2. - С. 629-650.

172. Schwartz C. R., Mare R. D. Trends in educational assortative marriage from 1940 to 2003 // Demography. - 2005. - Т. 42. - № 4. - С. 621-646.

173. Schwartz C. R., Zeng Z., Xie Y. Marrying up by marrying down: Status exchange between social origin and education in the United States // Sociological Science. - 2016. - Т. 3. - С. 1003-1027.

174. Shen J. (Non-)marital Assortative Mating and the Closing of the Gender Gap in Education. - Working Paper. - Princeton university press, 2019.

175. Shore S. H. For better, for worse: Intrahousehold risk-sharing over the business cycle // The Review of Economics and Statistics. - 2010. - Т. 92. - № 3. - С. 536-548.

176. Silber J., Paweenawat S. W., Liao L. On the measurement of non-random mating and of its change over time // Review of Economics of the Household. - 2022. - Т. 20. - № 1. -С.161-198.

177. Sinkhorn R., Knopp P. Concerning nonnegative matrices and doubly stochastic matrices // Pacific Journal of Mathematics. - 1967. - Т. 21. - № 2. - С. 343-348.

178. Sironi M., Kashyap R. Internet access and partnership formation in the United States // Population Studies. - 2022. - Т. 76. - №. 3. - С. 427-445.

179. Smits J. Social closure among the higher educated: Trends in educational homogamy in 55 countries // Social Science Research. - 2003. - Т. 32. - № 2. - С. 251-277.

180. Smits J., Park H. Five decades of educational assortative mating in 10 East Asian societies // Social Forces. - 2009. - Т. 88. - № 1. - С. 227-255.

181. Smits J., Ultee W., Lammers J. Educational homogamy in 65 countries: An explanation of differences in openness using country-level explanatory variables // American Sociological Review. - 1998. - С. 264-285.

182. Smits J., Ultee W., Lammers J. More or less educational homogamy? A test of different versions of modernization theory using cross-temporal evidence for 60 countries // American Sociological Review. - 2000. - Т. 65. - № 5. - С. 781-788.

183. Spearman C. The proof and measurement of association between two things // The American journal of psychology. - 1987. - Т. 100. - № 3/4. - С. 441-471.

184. Spuhler J. N. Assortative mating with respect to physical characteristics // Eugenics Quarterly. - 1968. - Т. 15. - № 2. - С. 128-140.

185. Sweeney M. M. Two decades of family change: The shifting economic foundations of marriage // American Sociological Review. - 2002. - С. 132-147.

186. Sweeney M. M., Cancian M. The changing importance of white women's economic prospects for assortative mating // Journal of Marriage and Family. - 2004. - Т. 66. -№ 4. - С. 1015-1028.

187. Terman L. M., Buttenwieser P. Personality factors in marital compatibility // The Journal of Social Psychology. - 1935. - Т. 6. - № 2. - С. 143-171.

188. Theil H. Economics and information theory. - Amsterdam: North-Holland, 1967. - 488 C.

189. Theunis L. et al. His and her education and marital dissolution: Adding a contextual dimension // European Journal of Population. - 2018. - Т. 34. - № 4. - С. 663-687.

190. Thomas R. J. Online exogamy reconsidered: Estimating the Internet's effects on racial, educational, religious, political and age assortative mating // Social Forces. - 2020. - Т. 98. - №. 3. - С. 1257-1286.

191. Torche F. Educational assortative mating and economic inequality: A comparative analysis of three Latin American countries // Demography. - 2010. - Т. 47. - № 2. - С. 481502.

192. Trimarchi A. Gender-Egalitarian Attitudes and Assortative Mating by Age and Education // European Journal of Population. - 2022. - T. 38. - №. 3. - C. 429-456.

193. Ultee W. C., Luijkx R. Educational heterogamy and father-to-son occupational mobility in 23 industrial nations: General societal openness or compensatory strategies of reproduction? // European sociological review. - 1990. - T. 6. - № 2. - C. 125-149.

194. Van Bavel J., Schwartz C. R., Esteve A. The reversal of the gender gap in education and its consequences for family life // Annual Review of Sociology. - 2018. - T. 44. -C. 341-360.

195. Ver Hoef J. M., Boveng P. L. Quasi- Poisson vs. negative binomial regression: how should we model overdispersed count data? // Ecology. - 2007. - T. 88. - № 11. - C. 27662772.

196. Warner T. D. et al. Relationship formation and stability in emerging adulthood: Do sex ratios matter? // Social Forces. - 2011. - T. 90. - № 1. - C. 269-295.

197. Willoughby R. R. Family similarities in mental-test abilities // Genetic Psychology Monographs. - 1927.

198. Winch R. F. Mate-selection; a study of complementary needs. - New York: Harper, 1958.

199. Wirth H. Wer heiratet wen? Die Entwicklung der bildungsspezifischen Heiratsmuster in Westdeutschland // Zeitschrift für Soziologie. - 1996. - T. 25. - № 5. - C. 371394.

200. Yang M. L., Chiou W. B. Looking online for the best romantic partner reduces decision quality: The moderating role of choice-making strategies // Cyberpsychology, Behavior, and Social Networking. - 2010. - T. 13. - №. 2. - C. 207-210.

201. Zhou M. Educational assortative mating in Hong Kong: 1981-2011 // Chinese Sociological Review. - 2016. - T. 48. - № 1. - C. 33-63.

Приложение 1

Коэффициент корреляции как мера ассортативности браков

Метод вычисления коэффициента корреляции зависит от типа шкалы, по которой измеряются переменные характеристики супругов. Так, для измерения степени связи между переменными с количественной шкалой (например, переменная продолжительности обучения) применяется коэффициент корреляции Пирсона (гху). Возможные значения коэффициента корреляции Пирсона варьируют в интервале [-1; 1]. Если |гХу| = 1, то х и у линейно зависимы. При этом гху = 1 сигнализирует о позитивной ассортативности браков по уровню образования, а гху = —1 - о негативной избирательности браков. Результат гху = 0 говорит о полном отсутствии линейной связи между х и у, следовательно о случайном характере образовательной ассортативности.

Если необходимо определить тесноту и направление корреляционной связи между переменными с порядковой шкалой (например, уровень образования), то часто используют коэффициент ранговой корреляции Спирмена [Spearman, 1987]. Сведем расчет критерия Спирмена к серии последовательных шагов:

1. Проранжировать наблюдения по переменной уровня образования мужей (или жен) в возрастающем порядке. В соответствии с теми же правилами проранжировать значения переменной уровня образования жен (или мужей). Уровень образования каждого супруга в этих упорядоченных последовательностях будем называть рангом. Таким образом, эти последовательности состоят из п рангов мужей и жен и образуют п пар рангов, т.е. п сочетаний уровня образования супругов.

2. Подсчитать разность рангов для каждой супружеской пары dj. Возвести в квадрат каждую разность и суммировать полученные результаты.

3. Вычислить коэффициент ранговой корреляции Спирмена по формуле:

Рс = 1 — 64=ldi (П11)

п3 — п

где п — число супружеских пар.

Коэффициент р5 принимает значения в интервале [—1;1]. Если р5 = 1, то последовательности рангов мужей и жен полностью совпадают, что соответствует случаю позитивной ассортативности браков по уровню образования. В том случае, если р5 = —1, то ряды рангов полностью противоположны, т.е. высокому уровню образования мужей соответствует низкий уровень образования жен или наоборот. В этом случае можно

говорить о негативной образовательной ассортативности браков. ps = 0 показывает, что взаимосвязь между уровнем образования супругов отсутствует, и соответствует ситуации случайной избирательности браков по уровню образования.

Другую ранговую меру связи ввел в 1938 г. М. Дж. Кенделла [Kendall, 1938]. Идея коэффициента корреляции та — Кенделла сводится к попарному сравнению уровней образования мужей (Xj,где i = 1, ...,п) и жен (y^ где i = 1, ...,п) между последовательно выбранными парами, которые упорядочены по возрастанию переменной уровня образования одного из супругов. Говорят, что супружеские пары (Xj,y{) и (Xi+1,yi+1) согласованы (в англоязычной литературе - «concordant pairs»), если xi < xi+1 и yi < yi+1. Пары, для которых эти условия нарушаются, называются несогласованными (в англоязычной литературе - «discordant pairs»). Тогда, в предположении отсутствия совпадений по уровню образования мужей и жен в попарно сравниваемых парах расчет коэффициента корреляции та — Кенделла ведется по формуле:

т = 2(S — RK1__(П1.2)

а п(п — 1) п(п — 1)

где R = Ei-1Ei+1[[xi < xi+1] Ф [yi < yi+1]\ — число несогласованных супружеских пар, S = Ei-1Ei+1[[xi < xi+1] = [yi < yi+1]\ — число согласованных пар, п — число сопоставляемых супружеских пар.

Показатель та — Кенделла интерпретируется по аналогии с двумя предыдущими коэффициентами корреляции и также принимает значения из отрезка [—1;1]. Коэффициенты та и ps тесно связаны между собой. При умеренно больших значениях п(п > 10) и при условии, что абсолютные величины значений этих коэффициентов не слишком близки к единице, их связывает простое приближенное соотношение p « 1,5та. [Гмурман, 2018].

Формула (П1.2) гарантирует устойчивость коэффициента корреляции та — Кенделла в случае отсутствия совпадений (т.е. когда Xi Ф Xi+1 и/или yi Ф yi+1, где i = 1,...,п). Если совпадения есть, то рекомендуют использовать коэффициент корреляции тъ — Кенделла [Kendall, Gibbons, 1990]:

_ S — R

%Ъ = \п (п + 1) и /п (п + 1) ~ , (П13)

J 2 Ux 4 2 у

где Ux = 1Y!t=\ui(ui — 1) и Vy = ^Z^ViiVi — 1); при этом и N2 — общее число групповых совпадений в последовательности уровней образования мужей (Xi)f=1 и жен (.yi)?=i соответственно, а Ui и Vi — численность i —ой группы совпадений в ряду уровней образования мужей и жен соответственно. В работе [Gihleb, Lang, 2020] авторы утверждают, что показатель ть — Кенделла также не является устойчивым в случае большого количества совпадений.

Приложение 2

Таблица П2.1 Описание выборки, %

Состоящие в браке Не состоящие в браке

1995 2005 2015 2020 1995 2005 2015 2020

Количество респондентов 5202 3826 5920 5474 2518 2717 4047 4112

Возрастные группы, %

18 - 29 лет 16,9 12,5 11,7 6,5 30,2 33,9 28,4 24,5

30 - 40 лет 28,4 23,0 23,8 24,8 11,7 11,6 12,2 12,7

41 - 50 лет 21,5 25,6 19,8 22,3 11,3 11,3 9,8 10,7

51 - 60 лет 16,9 18,6 21,2 19,4 11,9 11,0 13,5 12,6

60+ лет 16,3 20,4 23,7 27,1 34,9 32,2 36,0 39,5

Федеральный округ, %

Центральный 23,1 25,0 25,8 25,2 28,1 26,6 28,7 27,9

Северо-Западный 10,2 8,6 8,5 8,6 9,9 9,5 10,5 10,2

Южный 17,2 17,5 11,8 12,5 13,5 16,9 9,7 10,3

Северо-Кавказский - - 7,1 7,3 - - 8,4 8,5

Приволжский 22,7 21,7 22,5 21,9 22,8 22,5 20,3 19,8

Уральский 9,9 9,2 8,5 8,9 8,8 8,8 7,5 8,0

Сибирский 11,2 12,4 11,3 10,9 11,9 11,6 10,0 10,0

Дальневосточный 5,8 5,6 4,7 4,7 4,9 4,1 5,1 5,3

Тип населенного пункта, %

Город 68,2 64,3 64,8 65,6 71,8 66,7 68,8 68,5

Село 31,8 35,7 35,2 34,5 28,2 33,4 31,2 31,5

Источник: расчеты автора по данным РМЭЗ НИУ ВШЭ.

Таблица П2.2 Образование и состояние в браке по данным переписей населения, %

1989 2002 2010

Муж. Жен. Муж. Жен. Муж. Жен.

Образование (20 лет и старше)

Основное общее и ниже 35,3 41,4 16,6 21,5 13,7 15,5

Среднее (полное) 31,8 22,3 17,3 14,6 19,1 15,5

Начальное профессиональное н.д. н.д. 17,2 10,9 7,2 4,5

Среднее профессиональное 18,0 22,7 27,9 31,7 32,0 33,8

Неполное высшее 1,9 1,7 3,2 3,0 4,5 4,2

Высшее 13,0 11,9 17,8 18,3 23,5 26,5

Состояние в браке (18 лет и старше)

Состоят в браке 78,2 63,2 66,4 55,1 65,2 53,6

в зарегистрированном н.д. н.д. 90,2 90,3 86,7 86,8

в незарегистрированном н.д. н.д. 9,8 9,7 13,3 13,2

Не состоят в браке 21,8 36,8 33,6 44,9 34,8 46,4

никогда не состояли в браке 12,8 8,2 21,8 14,5 23,0 15,1

вдовые 2,8 19,6 3,8 18,9 3,9 19,0

разведенные/разошедшиеся 6,2 9,0 8,0 11,5 7,9 12,3

Источник: расчеты автора по данным Demoscope Weekly (1989 г. - см. http://www.demoscope.ru/weekly/ssp/census_types.php?ct=0) и Росстата (2002, 2010 гг. - см. https://gks.ru/vpn_popul).

Таблица П2.3 Локальные показатели ассортативности, скорректированные на возрастной

состав браков

Уровень образования Ниже среднего Среднее Среднее проф. Высшее

1995 г.

Ниже среднего 1,64 0,91 0,75 0,27

(0,074) (0,055) (0,039) (0,015)

Среднее 0,75 1,26 1,01 0,61

(0,045) (0,046) (0,038) (0,031)

Среднее проф. 0,58 0,80 1,58 1,18

(0,041) (0,041) (0,090) (0,076)

Высшее 0,29 0,57 0,97 2,74

(0,024) (0,027) (0,055) (0,161)

2020 г.

Ниже среднего 3,47 1,19 0,82 0,43

(0,294) (0,070) (0,053) (0,022)

Среднее 0,97 1,35 1,08 0,64

(0,073) (0,043) (0,045) (0,021)

Среднее проф. 0,59 0,87 1,41 0,91

(0,054) (0,045) (0,068) (0,041)

Высшее 0,24 0,45 0,70 1,89

(0,023) (0,019) (0,033) (0,078)

Источник: расчеты автора по данным РМЭЗ НИУ ВШЭ.

Примечание: в строках - уровень образования мужей, в столбцах - уровень образования жен; в скобках - стандартные ошибки, полученные методом бутстрапа (N=100).

Таблица П2.4.1 Описание характеристик региональных брачных рынков по выборке

женщин в возрасте 30-50 лет, ср. знач.

Регион Соотношение полов Доля с высшим образованием Гендерный дисбаланс в уровне образования

1995 г. 2015 г. 1995 г. 2015 г. 1995 г. 2015 г.

Алтайский край 0,959 0,905 0,163 0,275 0,633 0,644

Краснодарский край 0,924 0,920 0,164 0,287 0,623 0,594

Красноярский край 0,972 0,907 0,200 0,275 0,604 0,624

Приморский край 1,017 0,966 0,200 0,316 0,589 0,582

Ставропольский край 0,927 0,913 0,178 0,338 0,610 0,608

Амурская область 1,006 0,923 0,203 0,303 0,616 0,651

Волгоградская область 0,940 0,932 0,137 0,304 0,627 0,618

Нижний Новгород 0,953 0,910 0,193 0,338 0,618 0,650

Тверская область 0,980 0,938 0,137 0,255 0,643 0,649

Калужская область 0,959 0,945 0,202 0,280 0,623 0,657

Курганская область 0,961 0,936 0,142 0,293 0,614 0,681

Санкт-Петербург 0,834 0,907 0,341 0,421 0,522 0,553

Ленинградская область 0,932 0,984 0,164 0,269 0,624 0,646

Липецкая область 0,980 0,939 0,119 0,299 0,687 0,626

Москва 0,877 0,917 0,414 0,480 0,494 0,521

Московская область 0,890 0,918 0,223 0,440 0,601 0,558

Оренбургская область 0,962 0,920 0,131 0,332 0,628 0,657

Пензенская область 0,966 0,907 0,172 0,268 0,631 0,624

Пермский край 0,974 0,936 0,142 0,273 0,621 0,626

Ростовская область 0,933 0,899 0,208 0,256 0,584 0,643

Саратовская область 0,957 0,927 0,243 0,296 0,603 0,618

Смоленская область 0,997 0,905 0,183 0,318 0,603 0,609

Тамбовская область 0,982 0,940 0,162 0,308 0,650 0,641

Томская область 0,957 0,981 0,229 0,235 0,616 0,625

Тульская область 0,969 0,924 0,157 0,323 0,642 0,610

Ханты-Мансийский АО 1,002 0,946 0,157 0,281 0,641 0,628

Челябинская область 0,929 0,891 0,145 0,318 0,607 0,616

Кабардино-Балкария 0,825 0,877 0,160 0,281 0,549 0,563

Республика Коми 1,011 0,952 0,138 0,267 0,650 0,672

Республика Татарстан 0,932 0,908 0,157 0,349 0,636 0,651

Удмуртская Республика 0,922 0,907 0,148 0,254 0,671 0,674

Республика Чувашия 0,908 0,953 0,144 0,290 0,578 0,654

Источник: расчеты автора по данным ОРС и Росстата для регионов, входящих в выборку РМЭЗ НИУ ВШЭ.

Примечание: для каждого года обследования значения показателей соотношение полов и гендерный дисбаланс в уровне образования взвешены по доле людей в соответствующих возрастных группах с учетом пола и региона проживания; доля лиц с высшим образованием в общей численности населения региона является общим показателем для обоих полов.

Таблица П2.4.2 Описание характеристик региональных брачных рынков по выборке

мужчин в возрасте 30-50 лет, ср. знач.

Регион Соотношение полов Гендерный дисбаланс в уровне образования

1995 г. 2015 г. 1995 г. 2015 г.

Алтайский край 0,996 0,914 0,634 0,643

Краснодарский край 0,946 0,922 0,627 0,598

Красноярский край 1,002 0,914 0,607 0,624

Приморский край 1,051 0,976 0,585 0,586

Ставропольский край 0,939 0,917 0,614 0,605

Амурская область 1,021 0,934 0,613 0,651

Волгоградская область 0,965 0,940 0,630 0,620

Нижний Новгород 0,976 0,919 0,622 0,652

Тверская область 1,008 0,951 0,648 0,651

Калужская область 0,979 0,958 0,639 0,661

Курганская область 1,006 0,942 0,625 0,671

Санкт-Петербург 0,849 0,918 0,518 0,559

Ленинградская область 0,947 1,000 0,617 0,646

Липецкая область 1,011 0,948 0,695 0,624

Москва 0,900 0,922 0,497 0,519

Московская область 0,907 0,922 0,601 0,564

Оренбургская область 0,980 0,926 0,632 0,657

Пензенская область 0,985 0,912 0,641 0,628

Пермский край 1,002 0,943 0,623 0,622

Ростовская область 0,957 0,910 0,592 0,641

Саратовская область 0,966 0,930 0,603 0,616

Смоленская область 1,010 0,912 0,608 0,613

Тамбовская область 1,009 0,951 0,661 0,643

Томская область 0,978 0,987 0,610 0,626

Тульская область 1,001 0,923 0,642 0,605

Ханты-Мансийский АО 1,037 0,958 0,633 0,629

Челябинская область 0,959 0,893 0,610 0,617

Кабардино-Балкария 0,859 0,868 0,560 0,560

Республика Коми 1,064 0,973 0,658 0,667

Республика Татарстан 0,951 0,902 0,644 0,655

Удмуртская Республика 0,951 0,911 0,680 0,672

Республика Чувашия 0,940 0,957 0,578 0,663

Источник: расчеты автора по данным ОРС и Росстата для регионов, входящих в выборку РМЭЗ НИУ ВШЭ.

Примечание: см. примечание к Таблице П2.4.1.

Таблица П2.5.1 Проверка устойчивости базовых оценок модели брачного выбора

женщин, средние предельные эффекты

Не состоит в браке Состоит в браке и образование мужа

ниже такое же выше

коэф. ст. ош. коэф. ст. ош. коэф. ст. ош. коэф. ст. ош.

Город 0,060*** (0,020) -0,103*** (0,015) -0,010 (0,015) 0,053*** (0,008)

Русская 0,020 (0,022) 0,003 (0,017) -0,027 (0,017) 0,004 (0,011)

Возраст 0,003** (0,001) 0,001 (0,001) -0,002 (0,001) -0,002*** (0,001)

Образование (среднее)

Ниже среднего 0,128*** (0,034) - - -0,054* (0,028) 0,178*** (0,025)

Среднее проф. -0,053*** (0,012) 0,323*** (0,012) -0,246*** (0,013) -0,024*** (0,009)

Высшее -0,022** (0,011) 0,258*** (0,017) -0,049** (0,022) - -

Соотношение полов -0,030 (0,097) 0,009 (0,088) 0,107 (0,090) -0,086* (0,049)

Доля с высшим образованием 0,027 (0,115) -0,090 (0,105) -0,028 (0,110) 0,092 (0,087)

Экспансия высшего образования 0,174 (0,229) -0,241 (0,239) 0,037 (0,239) 0,030 (0,195)

Гендерный дисбаланс в уровне образования -0,167 (0,225) 0,311* (0,175) -0,092 (0,190) -0,052 (0,123)

Характеристики мультиномиальной логит-регрессии

Number of obs = 7828 Wald chi2(29) = 366,68 Log pseudolikelihood = -9272,3502 Prob > chi2 = 0,0000

Источник: расчеты автора по объединенным данным РМЭЗ НИУ ВШЭ, ОРС и Росстата.

Примечание: расчеты выполнены с применением мультиномиальной логистической регрессии; при расчетах учтена панельная структура выборки исследования; в скобках приведены базовые категории; робастные стандартные ошибки кластеризованы по регионам; ***, **, * - значимость на уровне 1, 5, и 10% соответственно; в спецификацию наряду с перечисленными переменными включен набор фиктивных переменных для каждого года обследования и региона проживания на уровне федеральных округов.

Таблица П2.5.2 Проверка устойчивости базовых оценок модели брачного выбора

мужчин, средние предельные эффекты

Не состоит в браке Состоит в браке и образование жены

ниже такое же Выше

коэф. ст. ош. коэф. ст. ош. коэф. ст. ош. коэф. ст. ош.

Город 0,027* (0,016) -0,037*** (0,013) -0,014 (0,011) 0,024* (0,014)

Русский 0,034* (0,018) -0,02 (0,012) -0,047*** (0,016) 0,032** (0,016)

Возраст -0,008*** (0,001) 0,002* (0,001) 0,004*** (0,001) 0,003*** (0,001)

Образование (среднее)

Ниже среднего 0,108*** (0,026) - - -0,107*** (0,025) 0,158*** (0,019)