Mgr. Marcela Trávníčková, prof. Martin Kreidl, Ph.D.

–

Is There a Declining Trend in the Intergenerational Transmission of Divorce?

Abstract: This study investigates changes in the effect of parental divorce on the odds of union dissolution in children in the Czech Republic. Using survival analysis and Czech GGS data, it shows that the intergeneration transmission of divorce varied over marital cohorts to a significant degree. While parental divorce had insignificant effect in the oldest marriage cohort, it subsequently grew. In the 1980–1989 marriage cohort, the risk of divorce was 3.7 times higher among children of divorced parents than among children whose parents did not divorce. In the most recent marriage  cohort (1990–2005), the parental divorce effect weakened but was still significant: children of divorced parents experienced a divorce risk that was twice as high that of children from intact families. This convergence of divorce risks resulted from two parallel trends: the rising divorce risk among children from non-divorced families and the declining divorce risk among children of divorce.

Keywords: divorce, intergenerational transmission of divorce, population change, survival analysis

Sociologický časopis / Czech Sociological Review, 2021, Vol. 57, No. 5: 531–555 https://doi.org/10.13060/csr.2021.041

Úvod

V České republice (stejně jako v mnoha dalších zemích) došlo v posledních dekádách k nárůstu rozvodovosti, který bývá brán jako jeden z projevů a/nebo důsledků hodnotové proměny, jež je spojována s tzv. „druhou demografickou tranzicí“ [Goode 1993; Härkönen, Billingsley, Hornung 2020; Wagner 2020]. V dostupných datech za území dnešní České republiky pozorujeme pozvolný nárůst úhrnné rozvodovosti od vzniku Československa, nicméně od padesátých let 20. století došlo k jejímu nebývalému nárůstu [Fučík 2013: 30]. Podle údajů z Pohybu obyvatelstva [ČSÚ 2019] byla na území dnešní ČR v roce 1950 úhrnná rozvodovost 12 %, o dvacet let později pak 26 %. V dalších desetiletích se zvyšovala a v průběhu prvních dvou desetiletí druhého tisíciletí se ustálila kolem 50 %, tedy přibližně polovina z původně uzavřených manželství končí v posledních letech rozvodem. V čase rostl i podíl rozvodu na vzniku tzv. „neúplných“ rodin (jak jsou ještě někdy v oficiálních statistikách rodiny s jedním rodičem označovány). Zatímco na začátku dvacátých let minulého století zaniklo rozvodem jen okolo 6 % ze všech zaniklých manželství, v polovině století to bylo již 20 % a na konci prvního tisíciletí přes 40 % [ČSÚ 2016]. Hlavní příčinou výskytu neúplných rodin tak i v ČR postupně přestala být smrt rodiče a stal se jí rozpad rodiny [srov. Härkönen 2014]. /1 Po roce 1989 sice došlo k poklesu počtu rozvodů, kvůli souběžnému poklesu sňatečnosti nicméně úhrnná rozvodovost nadále rostla [Fučík 2013: 30–31].

Rozvod je v sociologii rodiny „vnímán jako důležitá událost v životě lidí s různými sociálními důsledky, zahrnujícími narušení fungování především rodiny a výchovy dětí, ale také významnou změnu v ekonomickém a sociálním statusu určitých členů rodiny, změnu jejich životní dráhy, zaměstnání a tak dále“ [Piler 2010: 21]. Konec manželství ovlivňuje jedince pomocí různých mechanismů, mezi něž patří například narušení vztahů mezi rodiči a dětmi (či dokonce i napříč více generacemi), ztráta emocionální i instrumentální podpory, ekonomické potíže nebo nárůst dalších negativních životních událostí, jako je například stěhování [Amato 2000; Mortelmans 2020]. Mezi hlavní negativní dopady rozpadu manželství tedy patří sociální a ekonomické důsledky rozvodu. Těm jsou vystaveni jak samotní bývalí partneři, tak jejich (případné) děti.

Přítomnost dítěte v rozvádějícím se manželství se v pozdním 20. století „stává osou určující směr právních, ale i sociálních norem“ [Fučík 2013: 27]. Během devadesátých let 20. století podíl rozvodů s nezletilými dětmi v ČR narostl na více než 70 % ze všech rozvodů, zatímco v několika předcházejících desetiletích se pohyboval mírně nad 60 % [ČSÚ 2018; Možný 2002; Šťastná 2006]. I proto se dětem v souvislosti s rozvody začala v několika posledních desetiletích věnovat velká pozornost. Politická i akademická debata se zaměřily na to, zda, za jakých podmínek a jakým způsobem tato událost ovlivní jejich životy, zda se vliv rozvodu mění v čase a zda se odlišuje v různých zemích, historických obdobích či například v rámci sociálních tříd [Amato, Cheadle 2005; Härkönen 2014; Kiernan, Cherlin 1999; Kreidl, Štípková, Hubatková 2017; Mortelmans 2020].

Příkladem dlouhodobého, téměř univerzálně pozorovaného a bohatě empiricky doloženého efektu rozvodu rodičů na děti je tzv. mezigenerační přenos rozvodu, který je někdy nazýván rozvodovým cyklem [Wolfinger 2005]. Jde o zjištění, že děti, jejichž rodiče se rozvedli, mají vyšší pravděpodobnost, že i ony samy se rozvedou.  Mezigenerační přenos rozvodu v současné české společnosti je tématem této stati. Samotný mezigenerační přenos rozvodu je i v české společnosti empiricky doložen [Šťastná 2005, 2006]. V této studii nás bude především zajímat, zda a jak se mezigenerační přenos rozvodu proměňuje napříč manželskými kohortami. Předpokládáme, že přenos rozvodu bude – zejména po roce 1989 – slábnout. Slábnoucímu mezigeneračnímu přenosu rozvodu by měl přispívat rostoucí počet rozvodů, rostoucí tolerance k rozvodům a obecně deinstitucionalizace manželství [CVVM 2017; Fučík, Chromková Manea, Rabušic 2019]. Zároveň předpokládáme, že vyšší věk při vstupu do prvního manželství [Fialová 2006] umožňuje respondentům lépe si vybrat partnera. Respondenti z mladší kohorty také častěji žijí v nesezdaném soužití, které mělo v ČR po roce 1989 převážně charakter manželství „na zkoušku“, což může být další faktor vedoucí k lepšímu výběru manželského partnera. Pokles sňatečnosti (zejména u jedinců s vyššími předpoklady pro partnerskou nestabilitu) může být dalším faktorem, který mezigenerační přenos rozvodu oslabí.

Mezigenerační přenos rozvodu: předchozí výzkumy a teoretické zdůvodnění

Otázkou mezigeneračního přenosu rozvodu se jako první začali výzkumníci zabývat v zemi s tradičně vysokou rozvodovostí – USA. Mnoho výzkumů proto pochází z USA nebo využívá tamní data [například Wolfinger 1999, 2000; Amato 1996; Li, Wu 2008]. V Evropě se mezigeneračním přenosem rozvodu zabývali například ve Francii [Traag, Dronkers, Vallet 2000], Švédsku [Gähler, Härkönen 2014], Německu [Engelhardt, Trappe, Dronkers 2002] či Velké Británii [Kiernan, Cherlin 1999] nebo Norsku [Lyngstad, Engelhardt 2009]. Výzkum byl v posledních letech rozšířen i o mezinárodní srovnání [Dronkers, Härkönen 2008; Diekmann, Schmidheiny 2013].

Hlavním předmětem výzkumů ovšem není samotná existence mezigeneračního přenosu rozvodu. Například Amato označuje rozvod rodičů za „dobře zdokumentovaný rizikový faktor pro ukončení manželství“ [Amato 1996: 628], který můžeme pozorovat napříč různými kulturami [Diekmann, Schmidheiny 2013; Dronkers, Härkönen 2008]. Výzkumníci se proto snaží především přijít na vysvětlení vztahu mezi rozvodem rodičů a rozvodem dětí, jež zatím zůstává nejasné [Amato 1996].

Na základě Levingerovy teorie /2 z roku 1976 přichází Amato [1996] s modelem tří mechanismů, kterými rozvod rodičů ovlivňuje potomky a zvyšuje u nich riziko rozvodu. Prvním z nich jsou proměnné socioekonomické a demografické, např. věk v době uzavření sňatku, předmanželská kohabitace, vzdělání, příjem a zaměstnání ženy. Pokud se lidé s rozvedenými rodiči rozhodnou uzavřít sňatek, dělají tak v nižším věku než ti, kteří vyrostli v úplné rodině [McLanahan, Bumpass 1998; Wolfinger 2003]. Nízký věk při první svatbě je přitom jedním z dobře zdokumentovaných rizikových faktorů rozvodu [Booth, Edwards 1985; Härkönen, Dronkers 2006]. Zároveň jsou to právě děti rozvedených rodičů, kteří před vstupem do manželství častěji žijí v kohabitaci [Thornton 1991; Diekmann, Schmidheiny 2013; Härkönen, Brons, Dronkers 2020], což je další faktor, který zvyšuje riziko rozvodu [Dush, Cohan, Amato 2003]. Kromě toho dosahují tyto děti nižšího vzdělání [Kreidl, Štípková, Hubatková 2017], přičemž nízký socioekonomický status je opět spojen s vyšším rizikem rozvodu [McLeod 1991; Gähler, Palmtag 2015]. Dcery rozvedených rodičů jsou navíc silněji zaměřené na kariéru, což snižuje jejich „ekonomickou závislost na manželích (tedy oslabuje bariéry pro opuštění manželství) a zvyšuje ženin kontakt s ostatními muži (tedy zvyšuje alternativy k manželství)“ [Amato 1996: 630–631].

Druhým z mechanismů je přístup potomků k rozvodu: děti z rozvedených rodin mají častěji liberálnější pohled na rozvod, který vidí jako přijatelné řešení problematického nebo nešťastného manželství [Dronkers, Härkönen 2008]. Jinými slovy, ze vztahu rodičů může dítě odvodit (nebo se naučit) určité postoje a hodnoty, jako například že neuspokojivý vztah je přijatelné – a často jednodušší – opustit [Traag, Dronkers, Vallet 2000].

Posledním mechanismem je potomkovo problematické interpersonální chování, vycházející z toho, že dítě rozvedených rodičů nezažilo model udržitelného dyadického vztahu a nenaučilo se tak například efektivní komunikaci a schopnosti dělat kompromisy. Narušené vztahy v rodině pak mohou také vést k neschopnosti přijmout závazek nebo k nedostatku důvěry [Amato 1996]. Pokud dítě vyrůstá s rodiči, kteří mají vysoce konfliktní manželství, pravděpodobnost rozvodu se u něj zvyšuje [Gager, Yabiku, Linver 2016].

Amato [1996] ve své analýze dat z roku 1980 dochází k závěru, že pravděpodobnost rozvodu je větší, pokud oba partneři pocházejí z rozvedené rodiny. Dále potvrzuje, že zejména věk při sňatku a kohabitace zprostředkovávají efekt rozvodu rodičů. Naopak nepotvrzuje druhý z mechanismů, tedy že rozvod rodičů zvyšuje riziko rozvodu jejich potomka skrze silnější normativní přijetí rozvodu. Rozvod rodičů má dle autora přímý vliv na interpersonální chování dítěte, které je u dětí z rozvedených rodin častěji problematické.

Jak jsme již zmínili, také mezinárodní srovnání potvrdilo, že existuje vztah mezi rozvodem rodičů a rozvodem jejich potomka. Dronkers a Härkönen [2008] ve své analýze dat z osmnácti států /3 podporují vysvětlení tohoto vztahu pomocí sníženého manželského závazku dětí, kterým se rozvedli rodiče. Pokud je v zemi vysoká rozvodovost, děti rozvedených, ale i nerozvedených rodičů se učí, že pokud není manželství šťastné, je možným a akceptovatelným chováním ho opustit. Pokud je v zemi nízká rozvodovost, pak má rozvod rodičů na děti silnější efekt než v zemích s vysokou úrovní rozvodovosti.

Traag, Dronkers a Vallet [2000] uvádějí pět mechanismů vysvětlujících mezigenerační přenos rozvodu: (1) stres z rozvodu rodičů, který u potomka vyústí v dřívější odchod z domova, dřívější svatbu a/nebo rodičovství v nižším věku; (2) sociální prostředí v rodině původu a akceptace určitých postojů, hodnot a norem (například, že neuspokojivý vztah je jednodušší opustit); (3) ekonomická deprivace; (4) stigmatizace okolní společností; (5) genetika, tedy například že dítě zdědí určité  charakteristiky, které byly důvodem či jedním z důvodů rozvodu. Pozitivní vztah mezi rozvodem rodičů a rozvodem jejich potomka dle nich nelze vysvětlit charakteristikami dítěte nebo rodičů nebo okamžitými následky rozvodu rodičů, ale existencí dlouhodobého efektu rozvodu rodičů na život dítěte.

Stigmatizací se zabýval i Wolfinger [1999], podle kterého měla změna v přístupu k rozvodu v USA během šedesátých a sedmdesátých let dva důsledky pro děti: (1) nižší stigmatizace (kvůli které by nedokázaly navázat plnohodnotný vztah); (2) měnící se podmínky (zejména liberálnější rozvodové zákony). Tyto důsledky vyústily v postupný pokles mezigeneračního přenosu rozvodu u respondentů dotazovaných mezi lety 1973 a 1996.

Jeho závěrům oponují například Gähler s Härkönenem [2014] nebo Li a Wu [2008]. Gähler a Härkönen analyzovali švédskou populaci, konkrétně kohorty lidí narozených v letech 1950–1975. Dle jejich závěrů je riziko rozvodu větší pro ty, jejichž rodiče se rozvedli nebo rozešli, ale nárůst tohoto efektu napříč kohortami nebyl statisticky významný, a to navzdory změnám ve společnosti i proměnám rodinné struktury. Výsledky se nemění ani ve vícerozměrném statistickém modelu (tj. při kontrole věku v době sňatku, matčina a otcova vzdělání) a jsou platné pro muže i ženy.

Také Li a Wu [2008], kteří analyzovali manželské kohorty z let 1987–1988 v USA, potvrzují, že děti rozvedených rodičů mají vyšší pravděpodobnost, že se samy rozvedou. Žádný trend v mezigeneračním přenosu rozvodu ale v jejich analýze nebyl zjištěn. Dřívější, Wolfingerův závěr, že se rozvodový cyklus oslabuje [Wolfinger 1999], byl podle nich statistickým artefaktem: Wolfingerův model binární logistické regrese totiž nebral (v průřezových datech věkově různorodé populace) v úvahu délku trvání manželství a byl poznamenán problémem, který je jinak v analýze přežití znám jako cenzorování zprava [Cleves, Gould, Marchenko 2014].

Manželské kohorty sledují také Graaf a Kalmijn [2006] ve své analýze sociálních determinantů rozvodu v Nizozemí. Analyzují manželství uzavřená mezi lety 1942 a 1999 a historický vývoj efektu pěti vysvětlujících proměnných: socioekonomický status rodičů, vzdělání, náboženství, rozvod rodičů a děti. Většina těchto proměnných má stabilní vliv. Výjimkou je vzdělání. V době, kdy byly rozvody méně běžné, se rozváděli vzdělanější. Dnes, kdy jsou rozvody běžnější, se rozvádějí spíše méně vzdělaní [srov. Goode 1962; Härkönen, Dronkers 2006]. Efekt rozvodu rodičů se tedy v Nizozemsku v druhé polovině 20. století nezměnil. Ke stejnému závěru dochází i Teachman [2002]. Ten analyzoval manželství uzavřená v letech 1950–1984 v USA. Rozvod rodičů je dle něj jednou ze stabilních proměnných, které můžeme označit jako rizikové, jejíž efekt se nemění v čase. Změnu v čase ve své analýze sledují i Amato a Cheadle [2005], kteří se rozhodli studovat vztah mezi rozvodem rodičů a rozvodem jejich potomka ještě šířeji a analyzovali tři generace. /4 Změnu v síle mezigeneračního přenosu rozvodu ale ani tito autoři nepozorují.

V České republice se mezigeneračnímu přenosu rozvodu věnovala Šťastná [2005, 2006], která využila data z Fertility and Family Surveys z roku 1997 a zkoumala rozpad prvního partnerství a rozpad prvního manželství žen, jež následně podrobila srovnání s výzkumy v zahraničí. Ve svém textu dochází k závěru, že i v ČR  rozvodový cyklus funguje, nicméně zjistila, že rozvod rodičů nepůsobil přímo, ale zprostředkovaně skrze věk při začátku prvního partnerství a přes zvolenou formu partnerství. Respondenti s rozvedenými rodiči spíše žili v nesezdaném soužití, což je faktor zvyšující přijatelnost rozvodu [Kreidl, Žilinčíková 2021] i pravděpodobnost rozvodu případného manželství [Rosenfeld, Roesler 2019].

Cíl textu

V tomto textu navážeme na práce Šťastné [2005, 2006], jež ukázala, že mezigenerační přenos rozvodu v České republice existuje. Cílem předkládané analýzy je zjistit, zda můžeme sledovat změnu efektu rozvodu rodičů napříč čtyřmi manželskými kohortami. Hlavním zlomovým momentem, s nímž se pojí naše hypotézy, je rok 1989. V oblasti populačního chování tento rok znamenal akceleraci demografické změny, která v jiných vyspělých zemích probíhala již od šedesátých let a pro kterou se vžil název druhá demografická tranzice [Lesthaeghe 2014]. V ČR začala klesat sňatečnost, zatímco věk mužů i žen při uzavírání sňatku začal narůstat a zároveň narůstala různorodost partnerských a rodinných drah [Fialová 2006; Hašková et al. 2014; Chromková Manea, Rabušic 2019; Klímová Chaloupková, Hašková 2020; Kreidl, Hasmanová Marhánková 2012]. Klesající počet uzavřených sňatků byl doprovázen nárůstem nesezdaných soužití [Hašková et al. 2014; Kreidl, Štípková 2012], a to jak předmanželských, tak porozvodových [Kreidl, Hubatková 2017].

Nedávný výzkum postojů českých občanů k manželství a rodině ukázal, že většina lidí v České republice nepovažuje manželství za zbytečnou instituci. Manželství nicméně už není chápáno „jako nutný základ pro početí potomků či zakládání rodiny“ [CVVM 2017: 1]. Dle závěrů výzkumu je dále česká veřejnost ve velké míře tolerantní k rozvedeným lidem a poměrně otevřená rozvodům, zvláště pokud manželství není funkční [Fučík 2020]. Věková diferenciace postojů k rozvodu (mladší skupiny jsou tolerantnější) pak dále naznačuje, že podíl lidí tolerantních k rozvodu do budoucna – díky náhradě kohort v populaci – poroste [Chromková Manea, Rabušic 2020].

S nárůstem nesezdaných soužití se zvýšil i věk při vstupu do prvního manželství. Důvodem, proč lidé začali tento krok ve svém životě odkládat, je podle Oppenheimer [1988] nejistota ohledně důležitých atributů partnera. Většina změn v načasování manželství je podle ní spojena s ekonomickou pozicí mladých mužů a je „těžší a těžší najít perspektivního partnera v době, která je charakteristická tak velkou nejistotou ohledně důležitých budoucích vlastností potenciálních partnerů“ [ibid.: 585]. Za důvod nestability manželství lidí, kteří se vzali v nízkém věku, tak označuje atributy, které v daném věku ještě nebyly zjevné. S rostoucím věkem vstupu do manželství by tyto vlastnosti již měly být lidem známy a oni by tak měli lépe najít vhodného partnera, se kterým se v budoucnu nerozvedou. Empiricky se Oppenheimerové argument projevuje – mimo jiné – rostoucí sociálně-ekonomickou stratifikací manželství, která byla doložena jak v USA [Sweeney 2002], tak v ČR [Kreidl 2012].

Předpokládáme, že výše zmíněné změny, které nastaly po roce 1989, ovlivní mezigenerační přenos rozvodu. Konkrétně očekáváme, že se efekt přenosu oslabí. Dlouhodobý vývoj rozvodovosti v ČR jednoznačně indikuje, že v populaci narůstá podíl lidí, kteří mají sami s rozvodem přímou zkušenost: sami se rozvedli, mají rozvedeného partnera, rozvedli se jejich rodiče, sourozenci atp. Společně s přibývajícím počtem rozvodů také vzrostla tolerance ve společnosti, můžeme tedy předpokládat, že se v ČR (podobně jako v jiných zemích) zmírnilo stigma z rozvodu. Uzavíraní manželství až v pozdějším věku by zase mělo pomoci lidem vybrat si partnera, se kterým se v budoucnu nerozvedou [Oppenheimer 1988]. S rostoucí kohabitací a snižujícím se počtem manželství můžeme také předpokládat jistou selekci – tedy že lidé, kteří zažili rozvod svých rodičů, budou volit raději kohabitaci [Diekmann, Schmidheiny 2013; Härkönen, Brons, Dronkers 2020] a sami do manželství ani nevstoupí.

Data, proměnné a statistická metoda

Mezigenerační přenos rozvodu v České republice není neprozkoumaným terénem, byť existující studie shodně pracují se staršími daty z druhé poloviny devadesátých let 20. století a jsou (z důvodu povahy dat) zaměřené jen na ženy. Tato studie bude zkoumat mezigenerační přenos rozvodu v České republice na poněkud novějších datech z Generations and Gender Survey (GGS) z roku 2005. Empiricky se zaměříme pouze na první manželství: pomocí analýzy přežití budeme studovat riziko jeho rozpadu v závislosti na době od začátku manželství, rozpadu rodičovského páru a dalších kovariátách.

GGS je jednou ze dvou klíčových součástí výzkumného programu „Generations and Gender Programme“ (GGP). Výzkum se zaměřuje na rodinu a životní trajektorie jedinců. Základem tohoto výzkumného programu je série mezinárodně harmonizovaných panelových výběrových šetření (známých právě pod zkratkou GGS) doplněných o databázi makroindikátorů (měřených typicky na úrovni zemí). Sběr dat pro první vlnu panelu GGS byl v některých zemích uskutečněn v roce 2004, v České republice byl sběr dat započat o rok později. Druhá vlna sběru dat proběhla v ČR v roce 2008–2009 a obsahovala kromě panelových respondentů i nový vzorek nahrazující nedohledané panelové respondenty. Třetí vlna se v ČR pro nedostatek finančních prostředků nikdy neuskutečnila. Nový panelový vzorek byl v ČR vytvořen v roce 2020 a sběr těchto dat právě probíhá. K analýze jsme – z důvodu povahy vzorku – použili datový soubor pouze z první vlny (tedy roku 2005) a využili jsme retrospektivní údaje o rodině původu a partnerské historii. Dodatečný vzorek z roku 2008 nevyužíváme, protože byl vybírán kvótním způsobem, narušil by celkovou reprezentativitu dat a znemožnil využití některých statistických postupů.

V datovém souboru se nacházelo celkem 10 006 respondentů ve věku 18–79 let. Z nich jsme využili pouze respondenty, kteří někdy žili v manželství a uvedli použitelné údaje (rok jeho začátku a případně i konce /5) a u kterých jsme znali hodnoty dalších proměnných v analýze (viz níže). V analytickém vzorku zůstalo 5 893 respondentů. Nejstarší respondent použitý pro analýzu se narodil v roce 1926, nejmladší v roce 1986. Nejstarší analyzované manželství bylo uzavřeno v roce 1940, nejnovější v analýze využité manželství vzniklo v roce sběru dat (2005). Průměrný věk při vstupu do manželství je v našem vzorku 23,3 roku (s. d. = 4,43).

Všechna manželství sledujeme od roku jejich vzniku do roku jejich rozpadu, které společně vymezují analytický čas v analýze přežití, tj. dobu, během níž je respondent vystaven riziku, že u něj dojde ke sledované události. Z povahy našich dat vyplývá, že mnohá první manželství trvala i v době sběru dat, proto ke sledované události nedošlo a pozorování jsou cenzorována zprava v době provedení rozhovoru. Napříč manželskými kohortami existuje nerovnováha v tom, jak nejdéle mohla manželství v době sběru dat trvat. Abychom zvýšili srovnatelnost dat o rozvodu napříč kohortami, rozhodli jsme se všechna pozorování cenzorovat zprava po patnácti letech trvání manželství (patnáct let je maximální možná délka trvání manželství v nejmladší kohortě).

Protože použitá metoda (Coxova regrese) nedovoluje nulovou délku trvání, provedli jsme u některých specifických případů její úpravu. U respondentů, kteří uvedli stejný rok svatby i rozvodu, a těch, kteří vstoupili do manželství v roce dotazování, jsme nulový počet let uplynulých od vstupu do manželství upravili na 0,5, aby zůstali zahrnuti v analýze. Tato úprava analytického času se týkala 43 respondentů (z nichž 27 vstoupilo do manželství v roce 2005 a šestnáct uvedlo identický rok svatby a rozvodu).

Po této úpravě platí, že v našem datovém souboru rozvod prvního manželství (v počátečních patnácti letech jeho trvání) zažilo 868 respondentů (349 uvádí u prvního manželství rozvod po delším manželství), což je 14,7 % analytického vzorku. Tabulka 1 zachycuje i trend ve výskytu vlastního rozvodu napříč manželskými kohortami. Zatímco v nejstarší manželské kohortě (manželství uzavřená před rokem 1970) nacházíme rozvod v počátečních patnácti letech trvání u 9,2 % prvních manželství, v manželské kohortě 1980–1989 jde o 21,8 % prvních manželství. V nejmladší manželské kohortě došlo v tomto časovém horizontu k rozvodu v 15,5 % prvních manželství. Uvedené údaje o manželské nestabilitě napříč kohortami nelze číst jako zpochybnění dobře empiricky doloženého růstu rozvodovosti, protože lidé v mladší kohortě žili k datu sběru v průměru kratší dobu v manželství a měli tedy nižší kumulovanou rozvodovost. Kaplan–Meierovy křivky přežití zachycené v Grafu 1 nejsou cenzorováním zprava zkresleny a potvrzují rostoucí intenzitu rozvodovosti napříč kohortami. Zatímco v nejstarší manželské kohortě se v počátečních patnácti letech manželství rozpadlo méně než 10 % svazků, v nejmladší kohortě je to už 28 % (viz Graf 1). Formální statistický test shodnosti křivek přežití vyvrací hypotézu o jejich shodnosti (chí2 = 159,3, d. f. = 3, p < 0,00005).

Klíčová vysvětlující proměnná – rozvod rodičů – vychází z otázky: „Rozešli se někdy Vaši rodiče?“ V datech tedy nelze rozlišit rozvod a rozchod rodičů. /6 Odpověď „nikdy spolu nežili“ a „nevím nic o mých rodičích“ jsme rekódovali na chybějící odpovědi, aby proměnná byla dichotomická (0 = ne, 1 = ano). Následně, abychom počet chybějících odpovědí snížili, jsme použili otázku, zda rodiče stále žijí společně: pokud respondent odpověděl, že ano, nahradili jsme případnou původně chybějící odpověď možností „ne“ v proměnné rozvod rodičů. V analýze jsme jako rozvod rodičů definovali pouze rozvod, k němuž došlo v prvních osmnácti letech života respondenta (tj. nejpozději v kalendářním roce, kdy respondent dosáhl osmnácti let), abychom se soustředili na rozvody, které zřejmě mají nejsilnější dopad na děti. /7 Takto vymezený rozvod rodičů zažilo 501 respondentů v analytickém vzorku, tj. 8,5 % respondentů (viz Tabulku 2). Tabulka 2 také zachycuje zkušenost s rodičovským rozvodem podle manželské kohorty respondenta. Vidíme zde, že podíl respondentů, kteří zažili rozvod rodičů, roste z 3,6 % v nejstarší kohortě na 13,4 % v nejmladší manželské kohortě.

Manželská kohorta je vytvořena na základě respondentem uváděného roku prvního sňatku. Ten je odvozen od udávaného začátku současného partnerství (pokud partnerství trvá v době sběru dat a žádné předchozí manželství není respondentem uváděno) nebo je odvozen z retrospektivního mapování životní dráhy respondenta. Rok sňatku jsme rekódovali do čtyř kategorií: 1940–1969, 1970–1979, 1980–1989, 1990–2005. Specifikace kohort je dána kompromisem mezi dostupností dat (pro každou kohortu je potřeba dostatečný vzorek respondentů, dostatečný počet rozvodů u rodičů i respondentů) a věcným záměrem (chceme zejména zachytit vliv společenských změn po roce 1989 a zároveň chceme popsat vývoj rozvodů i po relativně delší době od sňatku, tj. poslední kohorta nemůže být příliš krátká). Rok 1989 byl určen za hraniční, neboť se jedná o rok politického převratu, který s sebou přinesl mnoho změn včetně změny ve sňatkovém chování [Fialová 2006; Kuchařová a kol. 2019; Rabušic, Možný 1998]. Manželská kohorta se zdá být podle literatury [Gähler, Härkönen 2014; Graaf, Kalmijn 2006; Li, Wu 2008; Teachman 2002] hlavním nástrojem identifikace společenské změny v této oblasti výzkumu.

Další kontrolní proměnné v analýze zahrnují nejvyšší ukončené vzdělání respondenta s kategoriemi základní, střední bez maturity, střední s maturitou, vysokoškolské a neodpověděl/a. Poslední kategorii jsme vytvořili se záměrem minimalizovat ztrátu pozorování s chybějícími hodnotami. (Z původní kategorizace použité v dotazníku jsme kategorie „úplné střední s maturitou“ a „nástavbové“ spojili do kategorie „střední s maturitou“ a dále „vyšší odborné“, „vš bakalář“, „vš magistr“ a „postgraduální“ jsme spojili do kategorie „vysokoškolské“. Obdobně jsme upravili proměnnou nejvyšší ukončené vzdělání rodičů, která vychází z respondentových údajů o nejvyšším vzdělání otce a matky. Protože v obou proměnných byla relativně značná část /8 odpovědí, kdy respondent nevěděl, rozhodli jsme se obě proměnné spojit do jedné. Pokud respondent věděl vzdělání pouze jednoho svého rodiče, pak je právě toto zahrnuto v proměnné, pokud věděl vzdělání matky i otce, pak je v proměnné „vzdělání rodičů“ zohledněna vyšší z obou hodnot.

Vzdělání respondenta a vzdělání jeho rodičů jsou nezbytnými kontrolními proměnnými pro jejich známou asociaci s rozvodem respondenta a manželskou kohortou [Härkönen, Dronkers 2006; Härkönen, Bernandi, Boertien 2017], kterou statně potvrzují i popisné statistiky uváděné v Tabulkách 3 a 4. V Tabulce 3 např. vidíme, že podíl respondentů, kteří se rozvedli v počátečních patnácti letech prvního manželství, variuje mezi 0 % a 35 % v závislosti na hodnotě dosaženého vzdělání a manželské kohortě. Tabulka 3 také dokládá relativně pozvolný nárůst rozvedených mezi vysokoškoláky, který kontrastuje s masivním, až několikanásobným nárůstem podílu rozvedených v dalších vzdělanostních skupinách. Podobně významná je asociace mezi vzděláním vzdělanějšího z rodičů a rozvodem respondenta. Podle zvoleného stupně vzdělání a manželské kohorty může podíl rozvedených manželství respondentů variovat mezi 4 % a 30 % (viz Tabulku 4).

1/ Až v nedávné minulosti se začaly významněji objevovat domácnosti „sólo-matek“, tj. žen, které v době narození dítěte neměly koresidenčního partnera. Např. v českém výzkumu Generations and Gender Survey z roku 2005 bylo v době narození dítěte bez koresidenčního partnera 13 % všech prvorodiček [Morávková, Kreidl 2017: 572].

2/ Podle Levingera riziko rozvodu ovlivňují různé faktory, které snižují výhody ze sňatku, oslabují bariéry pro opuštění manželství a naopak zvyšují  dostupnost/atraktivitu alternativ.

3/ Jde o sedmnáct evropských států a USA.

4/ Respondenti byli generací prostřední a poskytli informace o svých rodičích a kontakt na své děti.

5/ Celkem 3 571 respondentů neuvádí ve své partnerské historii žádný manželský svazek. Pro celkem 64 respondentů neznáme rok, případně důvod ukončení  manželství. U 63 respondentů jsou údaje o začátku a konci prvního manželství nekonzistentní (s ohledem na věk při události a/nebo udávané pořadí událostí). U osmi respondentů došlo k rozvodu rodičů ještě před narozením respondenta. Tyto případy jsme do analýzy nezahrnuli.

6/ V analýze jsou všechny kladné odpovědi na tuto otázku považovány za rozvod rodičů.

7/ I když i pozdější rozvody mohou vést k reorganizaci mezigeneračních vztahů [Žilinčíková, Kreidl 2018], s ohledem na mechanismy mezigeneračního přenosu rodinné nestability je obzvláště důležité dětství: zážitek rodičovského rozvodu má nejsilnější vliv na vlastní rozvod, pokud k rozvodu došlo mezi šestým a osmým rokem věku dítěte; po dvacátém roku věku tento efekt klesá [Lyngstad, Engelhardt 2009].

8/ Nejvyšší vzdělání chybí ve 14 % případů u otcova vzdělání a ve 4 % případů u matčina vzdělání.

Pokračování za týden

Tato studie je licencována pod Mezinárodní licencí Creative Commons Attribution 4.0, umožňující její volné rozmnožování a sdílení. Copyright (c) 2021 Marcela Trávníčková, Martin Kreidl