مقدمه و بیان مسأله

هنگامی‌که زنان در نقش دوگانة نان­آور و مراقبت‌کننده در خانواده قرار می­گیرند، موضوع اصلی، چگونگی ترکیب این نقش‌های دوگانه باهم است. مصالحه این نقش­ها، ممکن است با شرایط کاری خاصی حمایت شود که به زنان اجازه می­دهد الزامات کاری و خانوادگی را به آسانی برآورده کنند. در کشورهای اسکاندیناوی، اشتغال پاره‌وقت، بیشتر برای زنان، یک راه حل موقتی بین مرخصی زایمان و اشتغال تمام‌وقت است (Esping-Anderson, 2009). همچنین اشکال انعطاف‌پذیری اشتغال (ساعت کوتاه­تر، برنامه کاری انعطاف­پذیر و ...)، فرزندآوری را آسان می­کند و ممکن است در باروری بالاتر مؤثر باشد (Del Boca, 2002 & Del Boca et al., 2009).

بنابراین مسئلة پژوهش حاضر این است که مقدار ساعت کاری که یکی از ابعاد مهم اشتغال زنان است، تا چه میزان بر باروری تأثیر داشته است و اینکه آیا می‌توان بدون حذف یا محدود‌کردن فعالیت زنان از جامعه و حتی ایجاد زمینه‌های افزایش اشتغال آنها تنها به اصلاح مواردی اقدام کرد که به کاهش باروری آنها منجر شود؛ یعنی با ایجاد شرایط مناسب، زنان به آسانی بتوانند در کنار انجام وظایف مادری و خانوادگی، درزمینه‌های متفاوت شغلی نیز موفق ظاهر شوند.

این مقاله، تأثیر مقدار ساعت کاری بر باروری و همچنین چگونگی ارتباط مقدار ساعت کاری با ورود به مادری و فرزند دوم را بررسی می‌کند. مطالعه رتبه موالید، تصویر کامل‌تری از چگونگی ارتباط ساعت کاری و سطح باروری می­دهد؛ بنابراین، طرح کلی ما اجازه می­دهد تا وقایع مهم در طول دوره فرزندآوری زنان را مطالعه کنیم. بدین منظور، نسبت پیشرفت موالید اول و دوم، میانگین فاصلة ازدواج تا موالید اول و میانگین فاصلة موالید اول تا موالید دوم، میزان باروری جزئی[1]، (کنترل‌نشده و کنترل‌شده) برحسب مقدار ساعت کاری زنان شاغل محاسبه شده است.

نکته حائز اهمیت در بحث ضرورت انجام این پژوهش، روشن‌شدن چگونگی ارتباط ساعت کاری زنان شاغل با باروری برای تصمیم‌گیری درست و منطقی برنامه‌ریزان و سیاست‌گذاران کشور برای جهت­دهی به میزان رشد جمعیت و اجرای موفقیت­آمیز سیاست­ها و برنامه­های کنترل موالید است. بدین‌ترتیب، این مقاله با هدف پاسخ به این پرسش نگاشته شده است که مقدار ساعات کار زنان اصفهان تا چه اندازه بر رفتار باروری آنها تأثیر می­گذارد.

درحالی‌که کار پاره‌وقت، کار کمتر از تمام‌وقت تعریف می­شود، آستانه برای تعریف آن در بین کشورها متفاوت است (O’Reilly & Fagan, 1998). در ایالات متحده، کار کمتر از 35 ساعت، در آلمان کمتر از 36 ساعت، در کانادا و انگلیس کمتر از 30 ساعت در هفته و در فرانسه حداقل 20 درصد کمتر از سطح قانونی کار، کار پاره­وقت شناخته می­شود. مثال‌های دیگر از اشتغال کمتر از تمام‌وقت، اشکال متفاوتی از کار موقت، شامل قراردادهای ساعت صفر[2] در انگلیس یا قراردادهایی در فرانسه، ایتالیا و اسپانیا است که کارکن برای چند ساعت در روز اجاره می­شود. برعکس، اشتغال پاره‌وقت در ژاپن به وضعیت درون کارگاه، نه ساعت کاری برمی­گردد.

میزان اشتغال پاره­وقت در بسیاری از کشورها در طول 40-35 سال اخیر افزایش یافته است؛ به هرحال، اطلاعات دقیق درباره میزان اشتغال پاره­وقت برای بسیاری از کشورهای درحال توسعه ازجمله ایران موجود نیست.

جدول 1، تفاوت بین­المللی در میزان اشتغال پاره­وقت برای کشورهایی را نشان می­دهد که داده­های مقایسه‌پذیر موجود بود. همان‌گونه‌که در جدول نیز مشخص است، هلند با 5/38% از کل شاغلان در کشور، بیشترین میزان اشتغال پاره­وقت را دارد و نزدیک به دو سوم از زنان به‌صورت پاره‌وقت کار می­کنند. همچنین در حدود یک پنجم تا یک چهارم از شاغلان در کشورهای ایرلند، استرالیا، انگلیس، آلمان، نیوزلند، ژاپن، نروژ و کانادا پاره‌وقت هستند. در کشورهای مکزیک و شیلی نیز کمتر از یک پنجم از شاغلان پاره‌وقت هستند. همچنین، اشتغال پاره‌وقت در چند کشور اروپایی دیگر ازجمله سوئد، فرانسه، اسپانیا، فنلاند، پرتغال و لهستان و همچنین در کشورهای دیگری ازجمله کره جنوبی، ترکیه و آفریقای جنوبی کمتر رواج دارد.

جدول1- سهم زنان و مردان شاغل بالای 15 سال پاره‌وقت (کار کمتر از 30 ساعت در هفته) در کشورهای منتخب، 2016

منبع: مرکز داده سازمان همکاری اقتصادی و توسعه، 2016

 این تفاوت‌های ملی، ناشی از ترکیب شرایط متفاوت اقتصادی و بازار کار و چارچوب­های نهادی است که ترتیبات زمان کار و استراتژی­های بازار را شکل می­دهد که کارفرمایان آن را می‌پذیرند. این نهادها قانون کار، توافق قراردادهای جمعی و مقررات دولت رفاه، ازجمله حمایت اجتماعی و خدمات اجتماعی برای کودکان، سالمندان و دیگر بزرگسالان نیازمند کمک را شامل می‌شود (O’Reilly & Fagan, 1998).

در این مقاله، ساعت کاری به‌عنوان یک متغیر تبیین‌کننده بر باروری بررسی شده است. این متغیر به پاره‌وقت و تمام‌وقت تقسیم شده است. رویکرد مقالة حاضر این است که به دنبال توصیه سازمان همکاری اقتصادی و توسعه (OECD[3]) دربارة تعریف کار پاره‌وقت در هنگام مقایسة بین‌المللی، 30 ساعت کار در هفته را به‌عنوان آستانه بپذیرد که همچنین تفسیر آن ساده­تر است.

پیشینة پژوهش

در پژوهش‌های زیادی، انعطاف­پذیری ساعات کار یک عامل مهم در تنش بین کار و خانواده در بین زنان شناخته شده است (Gornick & Heron, 2006; OECD, 1999 & Plantenga et al., 2009). پژوهش‌های تجربی که تا به حال انجام شده است بر تأثیر در دسترس‌بودن شغل­های پاره‌وقت و اثر آن بر اشتغال و همچنین باروری از قبیل تأثیر اشتغال پاره‌وقت زنان بر رفتار فرزندآوری متمرکز شده است. این مطالعات اساساً نشان داده­اند فراهمی شغل­های پاره­وقت، مشارکت نیروی کار را افزایش می‌دهد (Aaberge et al., 2005; Del Boca, 2002 & Jaumotte, 2003). پژوهش‌ها نشان داده­اند اشتغال پاره­وقت، پایین‌آمدن دستمزد و جایگاه شغلی (Hegewisch & Gornick, 2011 & OECD, 1999) و اشتغال با ساعت­های غیر استاندارد[4] را سبب می‌شود (Gornick & Heron, 2006).

شواهد تجربی نشان می­دهد اثر شغل­های پاره­وقت بر باروری خیلی سازگار نیست؛ درحالی‌که برخی مطالعات، اثرات مثبت کاهش ساعات کاری در احتمال فرزندآوری را یافته­اند (Baizan, 2005 برای ایتالیا، اسپانیا و انگلیس؛ Berkowitz King, 2005; Corijn, 2001; Liefbroer, 2005; Liefbroer & Corijn, 1999 & Schmitt, 2012 برای انگلیس) و مطالعات انجام‌شدة دیگر بین اثرات ساعات کاری بر احتمال فرزندآوری هیچ رابطه معناداری نیافته­اند (Baizan, 2005 برای دانمارک؛ Kreyenfeld, 2001; Kreyenfeld, 2005; Oláh, 2003 & Schmitt, 2012 برای آلمان). این ناسازگاری­ها در یافته­ها به تفاوت بین کشورها در کیفیت شغل­های پاره‌وقت مانند سطح حمایت شغلی، دستمزد ساعتی و دسترسی به مزایای اجتماعی بستگی دارد (Begall & Mills, 2011; Del Boca et al., 2009).

انعطاف­پذیری کار با اشتغال پاره‌وقت و همچنین با کنترل بیشتر والدین بر زندگی کاریشان شامل ساعت­های کاری و انتخاب محل کار به دست می­آید. هیچ مطالعه­ای برای شناخت بیشتر انجام نشده است که اثر کنترل برنامه کاری و محل کار بر اشتغال زنان و باروری را بررسی کرده باشد. براساس مطالعاتی که روان‌شناسان انجام داده‌اند، دادن حق انتخاب برای تطبیق ساعات کاری برای انجام وظایف خانوادگی (Allen & Shockley, 2009; Byron, 2005; Hill et al., 2010; Kelly et al., 2011) یا کار در منزل (Gajendran & Harrison, 2007)، تنش بین کار و خانواده را کاهش دهد.

مبانی و چارچوب نظری

نظریه‌ها و تئوری‌های مختلفی درزمینة اشتغال و باروری ارائه شده است که در این مقاله به تعدادی از آنها اشاره می‌شود. مبانی نظری که در این بخش معرفی می‌شود، نظریه اقتصاد خرد باروری بکر، نظریه اجتناب از خطر، نظریه برابری جنسیتی و نظریه نقش است.

در الگوی اقتصاد خرد باروری بر اهمیت ارزش وقت زنان به‌‌صورت عاملی تأکید شده است که بر شمار فرزندان دلخواه او و همسرش تأثیر می‌گذارد. بِکر با تحلیل نقش مشارکت نیروی کار زنان یک الگوی تئوریک برای درک رابطه بین باروری و اقتصاد را بسط داد. این رویکرد بر هزینة فرصت زمان مادران تأکید و پیش‌بینی می‌کند که افزایش دستمزد زنان بر تقاضا برای کودکان تأثیر منفی دارد. هنگامی‌که ارزش زمان اختصاص‌یافته برای کار یک زن به‌دلیل دستمزد بالاتری افزایش یابد که به او ارائه می‌شود، ارزش نسبی زمانی که در منزل می‌گذراند، لزوماً کاهش خواهد یافت. پس هزینة فرصت داشتن بچه برای یک زن در بازار کار افزایش می‌یابد؛ بنابراین، افزایش درآمد ناشی از مشارکت بیشتر زن در بازار کار و به‌طورکلی افزایش هزینه فرصت‌ زنان ‌در تصمیم‌گیری خانوار دربارة شمار کودکان عامل مهمی است و بر باروری تأثیر منفی دارد (Grogan, 2006).

ارمیچ[5] (1989)، بحث بیکرین[6] را توسعه داد. او معتقد بود تصمیم باروری زنان تنها به دستمزد بستگی ندارد؛ بلکه به فراهم‌بودن خدمات مراقبت فرزند نیز بستگی دارد. زنان با درآمد خیلی زیاد با وجود خدمات گران قیمت مراقبت فرزند، فرزند بیشتری خواهند داشت؛ زیرا از عهدة مراقبت‌های فرزند بیشتر برمی‌آیند. آنهایی که دستمزد کمتری دارند، احتمال کمتری دارد که از عهدة مراقبت‌های فرزند برآیند؛ اما به‌دلیل هزینة فرصت پایین‌تر ممکن است باروری بالاتری داشته باشند. در این سناریو، زنان با درآمد کم و زیاد، فرزند بیشتری خواهند داشت؛ درحالی‌که آنهایی باروری پایین‌تری خواهند داشت که درآمد متوسط دارند.

نظریه اجتناب از خطر، از نظریه انتخاب عقلانی و اقتصاد جدید خانوار بِکر ریشه می­گیرد. به گمان بِکر (1960)، افراد در تصمیم­گیری فرزندداشتن یا نداشتن، سبک و سنگین می‌کنند که آیا منافع داشتن یک فرزند (دیگر)، بیشتر از هزینه‌های آن است یا خیر. نظریه اجتناب از خطر، بعد بی‌اطمینانی را به فرایند تصمیم­گیری اضافه می­کند. درواقع ممکن است افراد، درک ضعیفی از منافع و هزینه­های مرتبط با انتخاب­هایی داشته باشند که برای آینده در نظر می­گیرند؛ بنابراین، زمانی که افراد، درک نامعلوم و مبهمی از چشم‌اندازهای اقتصادی داشته باشند، ممکن است مایل باشند به شیوه­ای عمل کنند که از خطر اجتناب کنند. نظریه اجتناب از خطر، فرض می­کند افراد در وضعیت ناامنی اقتصادی به‌جای سرمایه­گذاری بر داشتن فرزند (دیگر) که با ناامنی بیشتر همراه است، سرمایه­گذاری بر امنیت اقتصادی (آموزش، دستیابی به بازار کار، پس­انداز) را در فکر می­پرورانند (Fiori et al., 2013).

درحالی‌که در تئوری‌های توانمندسازی زنان و هزینه‌های اقتصادی فرزندان استدلال می‌شود با افزایش تحصیلات و مشارکت نیروی کار زنان و متعاقب آن افزایش برابری جنسیتی، باروری کاهش می‌یابد. برخی دیدگاه­های نظری استدلال می‌کنند برابری جنسیتی باروری را کاهش نمی‌دهد؛ بلکه آن را افزایش می‌دهد. ازجمله این دیدگاه‌های نظری به تئوری ناهماهنگی برابری جنسیتی بین نهادهای فردمحور و خانواده‌محور پیتر مک‌دونالد اشاره می‌شود. بحث اساسی این تئوری، ناهماهنگی بین نهادها درزمینة برابری جنسیتی است؛ یعنی نبود هماهنگی و ناسازگاری میان سطح بالای برابری جنسیتی در نهادهای فردمحور و تداوم نابرابری جنسیتی در نهادهای خانواده‌محور باعث شده است تا زنان نتوانند ترکیبی از کار و بچه را وارد زندگی کنند؛ ازاین‌رو، زنان ناگزیرند فرزندآوری خود را کنترل کنند و این موجب شده است تا باروری در کشورهای توسعه‌یافته‌ به زیر سطح جایگزینی کاهش یابد (McDonald, 2000).

نقش‌ها با «پایگاه» پیوند دارند. پایگاه را معمولاً رتبه یا موقعیت شخص در گروه یا یک گروه در رابطه با گروه‌های دیگر تعریف می‌کنند. نقش، رفتار مورد انتظار از کسی است که صاحب یک پایگاه ویژه است (Horton & Hunt, 1989: 105). افراد، صاحب پایگاه‌های متعدد هستند؛ بنابراین، انتظارات متفاوتی نیز دربارة نقش‌هایی وجود دارد که باید آنها را به‌طور مناسب ایفا کنند.

در بیشتر موارد، زنان شاغل به‌طور هم‌زمان سه نقش همسری، مادری و شغلی دارند. دربارة نحوة تعامل میان این انتظارات نقشی چندگانه، نظرات متفاوتی وجود دارد؛ ازجمله برخی رویکردها «تعارض نقش» است، تعارض نقش در جایی اتفاق می‌افتد که شخص به انجام نقش‌های اجتماعی متعدد و رفتارهای ناهماهنگ ملزم است. به‌عبارت‌دیگر، وقتی شخص مشاهده کند ایفای دو یا تعدادی از نقش‌ها را هم‌زمان بر عهده دارد و این نقش‌ها انتظارات بدون سازگاری با یکدیگر ایجاد می‌کنند، آن شخص دچار تعارض نقش شده است (رستگار خالد، 1385: 15).

مطابق نظر مرتون، تعارض نقش‌ها اساساً در ساختار اجتماعی ریشه دارد. او ویژگی اصلی ساختار اجتماعی جامعة جدید را در این خصوصیت می‌بیند که هر موقعیت اجتماعی، نه با یک نقش واحد، بلکه با سلسله‌ای از نقش‌های به هم پیوسته شناخته می‌شود که لازم و ملزوم یکدیگرند. بدین‌ترتیب، هرگاه شخص، موقعیتی را اشغال کند نه با یک انتظار واحد، بلکه هم‌زمان با انتظارات متعدد روبه‌رو است و غالباً برای افراد دشوار است که به‌طور هم‌زمان جواب‌گوی الزامات متعدد باشند (کروثرز، 1378).

گود[7] (1960) نیز مطابق نظریة فشار نقش، نظام کلی نقش فرد را نظامی می‌داند که مورد تقاضای بیش از حد باشد؛ به‌گونه‌ای که فرد نتواند به‌طور کامل پاسخ‌گوی همه خواسته‌ها باشد. آنچه نظام نقش فرد را پرتقاضا[8] می‌کند، عبارت است از ایفای نقش‌ها در زمان‌ها و مکان‌های خاص و مشارکت افراد در روابط نقشی متفاوت که تعهدات متفاوتی بر آنها اعمال می‌کند و اقدامات یا پاسخ‌های متعددی را نیز از سوی افراد ایجاب می‌کند و درنتیجه، هنجارهای متفاوتی را برای خواسته‌های رفتاری گوناگون از نقش واحد تعریف می‌کند. بدین‌سان، احتمال بسیاری وجود دارد که فرد با حجم زیاد و ترکیب نامنظم و تعارض‌آمیز الزامات نقش مواجه شود؛ چنانکه به همان میزان احتمال دارد همه تعهدات خود را به‌طور کامل انجام ندهد و خواسته‌هایی برآورده کند که برای رضایت اعضای شبکه کلی نقش ضروری است؛ بنابراین ازنظر گود، فشار نقش به معنای مشکل‌داشتن در انجام خواسته‌های نقشی معین درنتیجة وجود نقش‌های پرخواست و منابع کمیاب زمان و انرژی فرد، امری عادی است. به همین دلیل گود بر آن دسته از فنونی تأکید دارد که برای سازماندهی نظام نقش و کاهش فشار با کنترل روابط اجتماعی توصیه می‌کند تا فرد اصولاً نقش‌هایی را انتخاب کند که الزامات آن سازگاری بیشتری باهم داشته باشند و درصورت بروز تعارض نیز خواسته‌های نقشی را کنار بگذارد که پیش از آن رعایت می‌کرد (Goode, 1960: 485-490).

با مرور منابع نظری و تجربی این نتیجه به دست آمد که نظریة نقش برای بررسی اثر ساعت کاری بر باروری قالب مناسبی است؛ بنابراین براساس نظریة نقش و اینکه شغل پاره‌وقت با فشار نقش کمتری همراه است، این فرضیه مطرح می‌شود که زنانی تجربه فرزندآوری بیشتری دارند که به‌صورت پاره­وقت کار می­کنند.

روش‌شناسی

این پژوهش به‌صورت مقطعی و گذشته­نگر[9] در یک دورة پنج سال انجام شده است. روش پژوهش، کمی و ابزار پژوهش، پرسش‌نامة محقق‌ساخت است که ازنظر اعتبار و روایی آزمون شده است. به‌دلیل کنترل رابطة دوطرفه بین اشتغال زنان و باروری در دورة پنج ساله مطالعه باروری، وضعیت اشتغال زنان در یک سال قبل (زمان ) از تولد فرزند (زمان ) در نظر گرفته شده است؛ یک سال تأخیر به‌دلیل احتساب دوران بارداری زن و کنترل رابطه دوطرفه بین اشتغال و باروری در نظر گرفته ‌شده است. همچنین، این پژوهش یک روش‌ چندمتغیره برای ارزیابی اثر مقدار ساعت کاری بر باروری را به کار می‌برد.

جمعیت آماری در این پژوهش، تمامی زنان شاغل ازدواج‌کردة 20 تا 40 سالة عضو خانوارهای معمولی ساکن شهر اصفهان در سال 1393 است که در داخل خانوار، شناسایی و با آنها مصاحبه شده است. روش نمونه‌گیری در این پژوهش، روش‌ خوشه‌ای چندمرحله‌ای بر مبنای فهرست حوزه‌های سرشماری نفوس و مسکن 1390 شهر اصفهان (مرکز آمار ایران) است. حجم جامعة آماری نیز برابر با 552 خانوار است.

روش آماری استفاده‌شده در این پژوهش، الگو‌های رگرسیونی بقا با بازه‌های زمانی‌ مجزا[10] را شامل می‌شود. در فرمول این الگوی رگرسیونی، ارزش­های یک (وقوع واقعه) و ارزش­های صفر (عدم وقوع واقعه) برای متغیرهای مدنظر را اختصاص داده می‌شود (Retherford et al., 2010). سپس احتمال باروری کنترل‌نشده و کنترل‌شده محاسبه شده است. سپس جدول‌های عمر به تفکیک طبقه‌بندی‌های هریک از این متغیرها نیز ایجاد شده است. برای هر طبقه‌بندی، دو نوع جدول عمر ساخته شده است: الف) کنترل‌نشده: الگوی رگرسیونی زیربنای آن فقط متغیر مطالعه‌شده را شامل می‌شود؛ ب) کنترل‌شده: الگوی رگرسیونی علاوه‌بر متغیر مطالعه‌شده، سایر متغیر‌ها (متغیرهای کنترل) را شامل می‌شود.

در این بررسی، متغیر وابسته، باروری است. منظور از باروری، قابلیت واقعی فرزندآوری زنان است که در مقابل بارآوری یا قابلیت نظری فرزندآوری یا توان فیزیکی زادوولد قرار می­گیرد (میرزایی و همکاران، 1375). در این بررسی، باروری بر مبنای باروری مقطعی زنان در پنج سال قبل از پیمایش در قالب سؤال دربارة سال و ماه تولد زن و سال و ماه تولد فرزندان (که زن تاکنون به دنیا آورده است) عملیاتی شده است. در نهایت، این متغیر به‌صورت صفر و یک کدگذاری شده است. با جدول‌های عمر، شاخص‌های باروری (نسبت پیشرفت موالید اول و دوم، میانگین فاصله ازدواج تا موالید اول و میانگین فاصله موالید اول تا موالید دوم و میزان باروری جزئی برحسب مقدار ساعت کاری زنان شاغل) برآورد شده است.²

انتقال از ازدواج به فرزند اول: برای برازش الگو‌های رگرسیونی برای دوره‌ انتقالی ازدواج به فرزند اول، ابتدا باید داده‌ها آماده شوند؛ بنابراین، تعداد زنان حاضر در داده‌های دوره انتقالی ازدواج به فرزند اول (1-M) با بقیه انتقال‌ها متفاوت است. برای برازش الگوی رگرسیونی دوره انتقالیM-1 در این پژوهش تمامی زنان ازدواج‌کرده هستند؛ بنابراین در نمونه حضور دارند. بعد از آن، داده­ها باید برای سازگاری با الگوی رگرسیونی کامپیلیمنتری لوگ لوگ، به داده­های فردی - زمانی‌ تبدیل شوند؛ یعنی به‌جای اینکه هر زن فقط یک‌بار در داده‌ها حضور داشته باشند، تعداد مورد‌های هر زن در داده‌ها به تعداد واحد‌های زمانی‌ حضور زن در هر دوره انتقالی گسترده می­شود. به‌طورمثال، اگر زنی‌ در سن 21 سالگی ازدواج کرده باشد و در سن ۲۵ سالگی صاحب فرزند اول شود و سال، واحد زمانی مدنظر در بررسی باشد، به‌ازای هر سال حضور زن در دوره انتقالی ازدواج به تولد فرزند اول (1-M)، یک مورد³ به داده‌های دوره انتقالی M-1 اضافه می‌شود. درخصوص این شخص باید چهار بار (25-21) اطلاعات ایشان در داده‌ها وارد شود. متغیر DUR که فاصله زمانی‌ بین حادثه اول تا حادثه دوم را اندازه‌گیری می‌کند نشان‌دهندة تعداد دفعات حضور یک زن در داده‌های هر دوره انتقالی است. باتوجه‌به اینکه زنان با  نیز باید در داده‌ها حاضر باشند، تعداد دفعات حضور باید با اضافه‌کردن یک مورد به همه به  افزایش یابد. متغیر t، فاصله زمانی‌ هریک از موردهای مربوط به هر شخص از ابتدای دوره انتقالی را نشان می‌دهد. علاوه‌بر متغیر t که برای هر مورد وابسته به هر زن متغیر است، بقیه متغیر‌های اقتصادی، اجتماعی و جمعیتی‌‌ در تمام مورد‌ها برای هر زن نیز متغیر است. بعد از آماده‌شدن داده‌های مربوط به دوره انتقالی (1-M) به ترتیب گفته‌شده، زنان نهایی شرکت‌کننده در برازش الگو‌ها انتخاب می شود.

سپس با استفاده از فرمول زیر احتمال به دنیاآوردن فرزند اول کنترل‌نشده و کنترل‌شده محاسبه شده است.

احتمال به دنیاآوردن فرزند اول کنترل‌نشده به‌صورت زیر تعریف می‌شود:

P₁ = 1−exp{−exp[b₀ + ((b₁ year)+ (b₂ year ²)+ (b₃ X₁)+ (b₄ X₁ × year) + (b₅ X₁ × year²))

و احتمال به دنیاآوردن فرزند اول کنترل‌شده به‌صورت زیر تعریف می‌شود:

P₁ = 1−exp{−exp[b₀ + ((b₁ year)+ (b₂ year ²)+ (b₃ X₁)+ (b₄ X₁ × year) + (b₅ X₁ × year²)+ (b₆ X₂ + b₇ X₃+ b₈ X₄+ b₉ X₅+ b₁₀ X₆+ b₁₁ X₇+ b₁₂ X₈+ b₁₃ X₉ + b₁₄ X₁₀+ b₁₅ X₁₁+ b₁₆ X₁₂))

اجزای این فرمول عبارتند از:

P₁ : احتمال باروری برای فرزند اول

b₀: عرض از مبدأ

X₁ : متغیر مستقل

 X ₂….. X ₁₂: متغیرهای کنترل

 b₁….. b₁₆: ضرایب متغیرهای مستقل و کنترل

 year: سال

year ²: مربع سال

 year×  X₁: تعامل سال با متغیر مستقل

 year²×  X₁: تعامل مربع سال با متغیر مستقل

بعد از برآورد ارزش‌های P_it، جدول‌های عمر باروری ساخته می‌شود. جدول‌های عمر یک نسل فرضی‌ از زنان را از سن 20 سالگی با گذراندن از احتمالات محاسبه‌شده از داده‌های واقعی تا سن 4۰ سالگی دنبال می‌کند. شاخص‌های باروری محاسبه‌شده از این جدول‌های عمر به جمعیت واقعی دلالت دارند. جدول‌های عمر نیز به تفکیک طبقه‌بندی‌های هریک از متغیرها (برابری و عدالت جنسیتی) نیز ایجاد خواهد شد. برای هر طبقه‌بندی، دو نوع جدول عمر ساخته خواهد شد؛ الف) کنترل‌نشده: الگوی رگرسیونی زیربنای آن فقط متغیر مطالعه‌شده را شامل می‌شود؛ ب) کنترل‌شده: الگوی رگرسیونی علاوه‌بر متغیر مطالعه‌شده، سایر متغیر‌ها را نیز شامل می‌شود.

این جدول‌های عمر، چهار کمیت دارند:  نشان­دهندة احتمال شرطی مخاطره­ها (برای مثال، فرزند اول یا فرزند بعدی) بین زمان t و t+1 است،  نشان­دهندة تعداد بازمانده‌ها در زمان t است (هنوز فرزند بعدی را تجربه نکرده‌اند)،  نشان­دهندة تعداد موالید بعدی بین زمان 0 و t است و  نشان­دهندة تعداد مخاطره­ بین زمان t و t+1 است.

فرمول­های محاسباتی در جدول عمر برای انتقال‌‌های 1-M عبارت است از:

احتمال غیرشرطی مخاطره برحسب زمان t با تقسیم  به 1000 به دست می­آید. احتمال غیرشرطی مخاطره در پایان جدول عمر، نسبت پیشرفت موالید ( ) برای انتقال از ازدواج به فرزند اول است. دربارة انتقال 1-M، فاصله زمانی جدول عمر، 10 سال (از 0 تا 9) است و فرمول نسبت پیشرفت موالید عبارت است از:

فرمول محاسبة میانگین فاصلة بسته بین ازدواج تا فرزند اول عبارت است از:

انتقال از فرزند اول به فرزند دوم: به‌منظور برازش الگو‌های رگرسیونی برای دوره انتقالی فرزند اول به فرزند دوم، داده‌ها باید آماده شوند. تعداد زنان حاضر در داده‌های دوره انتقالی فرزند اول به فرزند دوم (2-1) با انتقال از ازدواج به فرزند اول نیز متفاوت است. برای برازش الگوی رگرسیونی این دوره انتقالی فقط زنانی وارد داده‌ها می‌شوند که حداقل یک فرزند دارند؛ یعنی‌ زنان بدون فرزند از داده‌ها حذف می‌شوند؛ حتی اگر این زنان صاحب فرزند دوم نشوند، تا ۱۰ سال بعد از تولد فرزند اول در داده‌ها حاضر هستند و بعد از ۱۰ سال به‌علت احتمال باروری صفر از داده‌ها خارج می‌شوند.

 بعد از آن، داده­ها باید برای سازگاری با الگوی رگرسیونی کامپیلیمنتری لوگ لوگ به داده­های فردی - زمانی‌ تبدیل شوند؛ یعنی به‌جای اینکه هر زن فقط یک‌بار در داده‌ها حضور داشته باشند، تعداد مورد‌های هر زن در داده‌ها به تعداد واحد‌های زمانی‌ حضور زن در دوره انتقالی فرزند اول به فرزند دوم گسترده می­شود. به‌طورمثال، اگر زنی‌ در سن 23 سالگی، فرزند اول را داشته باشد و در سن 30 سالگی صاحب فرزند دوم شود و سال، واحد زمانی مدنظر در بررسی باشد، به‌ازای هر سال حضور زن در دوره انتقالی فرزند اول به فرزند دوم، یک مورد[11] به داده‌های دوره انتقالی 2-1 اضافه می‌شود. درخصوص این شخص باید هفت مرتبه (30-23) اطلاعات ایشان در داده‌ها وارد شود؛ بااین‌حال، فقط پنج مورد اخیر این اطلاعات در نهایت در داده‌ها باقی خواهد ماند که به دوره پنج ساله این مطالعه مربوط است. بعد از آماده شدن داده‌های مربوط به دوره انتقالی فرزند اول به فرزند دوم به ترتیب گفته‌شده در برازش الگو‌ها از آنها استفاده می‌شود.

سپس با استفاده از فرمول زیر، احتمال به دنیاآوردن فرزند دوم (P₂) کنترل‌نشده و کنترل‌شده محاسبه شده است.

احتمال به دنیاآوردن فرزند دوم کنترل‌نشده به‌صورت زیر تعریف می‌شود:

P₂ = 1−exp{−exp[b₀ + ((b₁ year)+ (b₂ year ²)+ (b₃ X₁)+ (b₄ X₁ × year) + (b₅ X₁ × year²))

و احتمال به دنیاآوردن فرزند دوم کنترل‌شده به‌صورت زیر تعریف می‌شود:

P₂ = 1−exp{−exp[b₀ + ((b₁ year)+ (b₂ year ²)+ (b₃ X₁)+ (b₄ X₁ × year) + (b₅ X₁ × year²)+ (b₆ X₂ + b₇ X₃+ b₈ X₄+ b₉ X₅+ b₁₀ X₆+ b₁₁ X₇+ b₁₂ X₈+ b₁₃ X₉ + b₁₄ X₁₀+ b₁₅ X₁₁+ b₁₆ X₁₂))

بعد از برآورد ارزش‌های P_it، جدول‌های عمر باروری مانند انتقال از ازدواج به فرزند اول ساخته می‌شود (Eini-Zinab, 2010).

با استفاده از جدول‌های عمر ساخته‌شده برای هریک از این دوره‌های انتقالی، نسبت افزایش در تعداد فرزندان در هر دوره محاسبه می‌شود. PPR دوره انتقالی B-M، نسبت زنانی را نشان می‌دهد که در پایان جدول عمر (سن ۴۰ سالگی) ازدواج کرده‌اند. این شاخص به‌صورت  نشان داده می‌شود (در این پژوهش به‌دلیل اینکه تمامی زنان حداقل یک‌بار ازدواج کرده­اند، این شاخص مساوی با یک است) و یا PPR دوره انتقالی M-1 نسبت زنان ازدواج‌کرده را نشان می‌دهد که تا سن 40 سالگی (و حداکثر تا ۱۰ سال بعد از ازدواج) تولد نخستین فرزند خود را تجربه کرده‌اند ( ). PPR دوره انتقالی 2-1، نسبت زنان با یک‌ فرزند را نشان می‌دهد که تولد دومین فرزند خود را تجربه می‌کنند ( ).

محاسبة میزان باروری کل با استفاده از نسبت‌های پیشرفت موالید به‌صورت زیر است:

(Retherford et al., 2010)؛ اما در این پژوهش، میزان باروری جزئی با استفاده از فرمول زیر محاسبه شده است:

متغیر مستقل، مقدار ساعت کاری زنان است. ساعات کار براساس تعداد ساعت کار زن شاغل در یک هفته سنجیده می­شود و سپس به‌صورت تمام‌وقت و پاره‌وقت نیز دسته­بندی می‌شود؛ بدین‌صورت که اگر کمتر از 30 ساعت در هفته کار کرده باشد، پاره‌وقت است و کد 1 می‌گیرد و اگر 30 ساعت و بیشتر کار کرده باشد، تمام‌وقت تقسیم می­شود و کد 0 می­گیرد؛ این متغیر براساس تغییر شغل در طول زمان نیز تغییر می­کند.

متغیرهای کنترل به‌کاررفته در تحلیل­های آماری همگی براساس تغییر شغل در طول زمان نیز تغییر می­کنند و عبارتند از جایگاه شغلی زن که به معنای جایگاه زن شاغل در سلسله مراتب شغلی است. طبقات مقامات عالی رتبه، مدیران و متخصصان در گروه جایگاه شغلی بالا قرار گرفته‌اند و کد 0 می‌گیرند. تکنسین­ها و دستیاران، کارمندان امور اداری و دفتری، کارکنان خدماتی و فروشندگی فروشگاه و بازار و کارگران در گروه جایگاه شغلی پایین قرار گرفته‌اند و کد 1 می‌گیرند. نوع قرارداد شغلی زن برحسب اینکه زن شاغل در طبقات روزمزد و قرارداد کمتر از شش ماه، قرارداد شش ماه تا یک‌سال، قرارداد یک‌سال و بیشتر، بدون قرارداد، کارفرما، کارکن مستقل باشد، در گروه رابطة کاری غیررسمی قرار گرفته است و کد 0 می‌گیرد. شاغلان رسمی، پیمانی در گروه رابطة کاری رسمی قرار گرفته‌اند و کد 1 می‌گیرند. وضعیت شغلی زن برحسب اینکه زن شاغل در طبقه کارفرمایان، کارکنان مستقل، بخش خصوصی، بخش تعاونی باشند، در گروه بخش خصوصی قرار گرفته است و کد 1 می‌گیرد و بخش دولتی، کد 0 می‌گیرد. مقدار دستمزد / حقوق زن، جبران خدمت و پرداختی است که بیشتر به‌صورت مالی و در ازای کار کارگران و در این مطالعه، زنان کارگر پرداخت می‌شود. جبران خدمت به شکل دستمزد به کارگران و به‌صورت حقوق و مزایا به کارمندان پرداخت می‌شود. گویه­های این سؤال شامل موارد زیر بوده است: یک تا 350 هزار تومان و کمتر، 2- بین 350 تا 600 هزار تومان، 3- بین 600 تا یک میلیون و دویست هزار تومان، 4- یک میلیون و دویست هزار تا دو میلیون تومان، 5- دو تا سه میلیون تومان، 6- سه تا چهار میلیون و 7- چهار میلیون و بیشتر. سپس به‌طور مجدد، این متغیر، کدگذاری و کدهای 1، 2 و 3 با هم ترکیب شدند و کد 1 گرفتند و در گروه با درآمد پایین قرار گرفتند. کدهای 4، 5، 6 و 7 با هم ترکیب شدند و کد 2 گرفتند و در گروه با درآمد بالا قرار گرفتند. تحصیلات؛ منظور از تحصیلات و دوره تحصیلی، دوره‌ آموزشی رسمی است که به گرفتن گواهینامه ‌تحصیلی منجر می‌شود. در این مقاله از متغیر پایه، دوره یا مدرک تحصیلی استفاده شده است. برای کد‌گذاری مجدد، کد صفر به بی‌سوادان، کد 1 به افراد با تحصیلات ابتدایی، راهنمایی، متوسطه و دیپلم داده شد و در گروه زنان با سطح تحصیلات پایین قرار گرفتند. زنان با تحصیلات فوق دیپلم، لیسانس، کد 2 گرفتند و در گروه زنان با سطح تحصیلات متوسط طبقه‌بندی شدند. به زنان با مدرک فوق لیسانس و دکترای تخصصی و فوق دکترا، کد 3 داده شد و در گروه زنان با سطح تحصیلات بالا طبقه‌بندی شدند. زنان، تحصیلات خود را در طول زمان بهبود می­دهند؛ بنابراین، تحصیلات زنان باتوجه‌به تحصیلات در زمان تولد فرزند اصلاح شده است. مقدار دستمزد / حقوق شوهر؛ طبقه­بندی آن مانند متغیر مقدار دستمزد / حقوق زن است. در ضمن براساس تغییر شغل در طول زمان، این متغیر نیز تغییر کرده است. متغیر بومی‌بودن؛ اگر زن شاغل متولد اصفهان یا ده سال و بیشتر ساکن اصفهان باشد، بومی در نظر گرفته شده و کد 1 گرفته است و اگر کمتر از ده سال ساکن اصفهان باشد، غیربومی در نظر گرفته شده و کد 2 گرفته است. این متغیر باتوجه‌به سال سکونت در اصفهان برای هر زن متغیر است.

متغیرهای تعدیل‌گر[12] عبارتند از سن زن؛ این متغیر با این پرسش سنجیده شده است که در چه سال و ماهی به‌دنیا آمدید. با این توضیح که برای به‌دست‌آوردن سن دقیق پاسخ‌گویان، تاریخ تولد هریک به‌صورت CMC[13] محاسبه شده است؛ بدین‌صورت که برای سهولت محاسبة سن دقیق در جایی که پرسش مربوط به سن به‌صورت سال و ماه تولد پرسیده شده است، تاریخ تولد را به ماه تبدیل می‌کنند. در این روش برای فروردین سال 1300 عدد یک قرار می‌گیرد؛ برای مثال، تاریخ CMC برای مهر سال 1393 بدین‌صورت است: 1122=6 + (12×93). پس از تبدیل تاریخ تولد، سن دقیق هریک از افراد محاسبه می­شود. این متغیر، متغیری تغییرکننده در طول زمان معرفی شده است. این متغیر نشان‌دهندة سن زنان در طول دوره­ای است که در معرض بارداری قرار داشته‌اند. تعامل سن زن با متغیر مستقل که از ضرب سن با هریک از متغیرهای مستقل به دست می­آید، تعامل مربع سن زن با متغیر مستقل که از ضرب سن به توان دو با هریک از متغیرهای مستقل به دست می­آید.

یافته‌ها

در این بخش از مقاله، برآوردهای جداگانه‌ای برحسب رتبه موالید ارائه داده شده است. رتبه موالید اول، انتقال از ازدواج به فرزند اول است. رتبه موالید دوم، انتقال از موالید اول به موالید دوم است. جدول 2، نسبت پیشرفت موالید اول و دوم، میانگین فاصله ازدواج تا موالید اول، موالید اول تا موالید دوم کنترل‌نشده و کنترل‌شده برحسب مقدار ساعت کاری زنان شاغل را نشان می­دهد.

بررسی نسبت پیشرفت موالید از ازدواج به فرزند اول براساس مقدار ساعت کاری زنان شاغل قبل از کنترل نشان می­دهد این نسبت برای زنان شاغل تمام­وقت، 88/0% و شاغلان پاره‌وقت، 85/0% است. به‌عبارت‌دیگر، 03/0 اختلاف بین این دو ساعت کاری وجود دارد؛ اما بعد از کنترل متغیرهای اقتصادی اجتماعی نسبت به 76/0% برای شاغلان تمام‌وقت و 72/0% برای شاغلان پاره­وقت تغییر کرد. همان­گونه که مشاهده می­شود نسبت پیشرفت از ازدواج به موالید اول برای زنان شاغل تمام‌وقت 12/0 و برای زنان شاغل پاره‌وقت 13/0 کاهش پیدا کرده و اختلاف به 04/0 رسیده است. این اختلافات در نسبت پیشرفت از ازدواج به موالید اول بین زنان شاغل تمام­وقت و پاره­وقت نشان‌دهندة نقش مهم مقدار ساعت کاری در رسیدن به موالید اول است. پس بررسی مقایسه­ای نسبت پیشرفت ازدواج به موالید اول کنترل‌شده و کنترل‌نشده به تفکیک مقدار ساعت کاری نشان می‌دهد این نسبت برای زنان شاغل تمام­وقت از زنان شاغل پاره­وقت قبل از کنترل بالاتر است و با همسان فرض‌کردن وضعیت اقتصادی اجتماعی در بین دو گروه کاهش می‌یابد؛ اما گفتنی است این تفاوت همچنان باقی مانده است. پس ملاحظه می­شود زنان شاغل تمام­وقت با احتمال بیشتری به فرزند اول می­رسند (جدول 2).

جدول 2- نسبت پیشرفت موالید اول و دوم، میانگین فاصلة ازدواج تا موالید اول، موالید اول تا موالید دوم کنترل‌نشده و کنترل‌شده برحسب مقدار ساعت کاری زنان شاغل 40-20 ساله بررسی‌شدة شهر اصفهان، 1393

بررسی نسبت پیشرفت موالید اول به دوم براساس مقدار ساعت کاری زنان شاغل قبل از کنترل نشان می­دهد این نسبت برای زنان شاغل تمام‌وقت، 36/0% و شاغلان پاره‌وقت 51/0% است. به‌عبارت‌دیگر، 14/0 اختلاف بین این دو ساعت کاری وجود دارد؛ اما بعد از کنترل متغیرهای اقتصادی اجتماعی نسبت به 29/0% برای شاغلان تمام­وقت و 48/0% برای شاغلان پاره­وقت تغییر کرد. همان­گونه که مشاهده می‌شود نسبت پیشرفت از موالید اول به موالید دوم برای زنان شاغل تمام‌وقت 07/0 و برای زنان شاغل پاره­وقت 02/0 کاهش پیدا کرده و اختلاف به 19/0 رسیده است. این اختلافات در نسبت پیشرفت از موالید اول به موالید دوم بین زنان شاغل تمام­وقت و پاره­وقت نشان‌دهندة نقش مهم مقدار ساعت کاری در رسیدن به موالید دوم است (جدول 2).

پس در بررسی نسبت پیشرفت موالید اول به موالید دوم به تفکیک مقدار ساعت کاری ملاحظه می­شود این نسبت در بین زنان شاغل پاره­وقت نسبت به زنان شاغل تمام­وقت بیشتر است و با کنترل سایر متغیرهای اقتصادی و اجتماعی در دورة مطالعه‌شده، در شاغلان پاره­وقت و تمام­وقت کاهش می­یابد؛ اما همچنان زنان شاغل پاره­وقت برتری خود را حفظ می­کنند. به‌عبارت‌دیگر، زنان شاغل پاره­وقت با احتمال بیشتری به فرزند دوم می­رسند.

نمودار 1، احتمال باروری کنترل‌نشده و کنترل‌شده برحسب ساعت کاری، سال و رتبه موالید زنان شاغل 40-20 سال شهر اصفهان را نشان می­دهد.

بررسی میانگین فاصلة ازدواج تا موالید اول براساس مقدار ساعت کاری زنان شاغل قبل از کنترل نشان می­دهد این میانگین برای زنان شاغل تمام­وقت، 58/4 سال و شاغلان پاره­وقت، 38/4 سال است. به‌عبارت‌دیگر، 20/0 اختلاف بین این دو ساعت کاری وجود دارد؛ اما بعد از کنترل متغیرهای اقتصادی اجتماعی، میانگین به 21/5 سال برای شاغلان تمام­وقت و 92/4 سال برای شاغلان پاره­وقت تغییر کرد. همان‌گونه که مشاهده می­شود میانگین فاصله ازدواج تا موالید اول برای زنان شاغل تمام­وقت 64/0 و برای زنان شاغل پاره­وقت 54/0 کاهش پیدا کرده است و اختلاف به 30/0 رسیده است. این اختلافات در میانگین فاصله ازدواج تا موالید اول بین زنان شاغل تمام­وقت و پاره­وقت نشان‌دهندة نقش مهم مقدار ساعت کاری در فاصله ازدواج تا فرزند اول است. پس ملاحظه می­شود زنان شاغل پاره­وقت در فاصلة کوتاهتری به فرزند اول می‌رسند (نمودار1).

نمودار 1- الگوی احتمال باروری کنترل‌نشده و کنترل‌شده برحسب ساعت کاری، رتبه موالید و سال زنان شاغل 40-20 ساله بررسی‌شدة شهر اصفهان، 1393