sou · GLB3136d2 · 1998-01-01 00:00:00 — Kvinnor gör stora investeringar i barnen och är därför enligt mer benägna att ta hand menar också att det finns en komplementaritet mellan att vänta barn och barnpassning. 7På grund av tilltagande avkastning på investeringar i human kapital menar att högst en person i hushållet ska dela sin tid mellan förvärvs- och hushållsarbete. Om tolkas strikt implicerar hans resultat att man inte ska observera att båda makarna både förvärvs- och hushållsarbetar. Denna strikta tolkning får inte stöd av data. Till exempel, 1981 gjorde av de heltidsarbetande männen, med en deltidsarbetande fru hushållsarbete. I en lösare tolkning av hypotes där både mannen och kvinnan ägnar tid till förvärvs- och hushållsarbete kan man använda fruns arbetstid som en mått på graden av specialisering mellan makar. Ju mer tid kvinnan ägnar åt hushållsarbete, desto mer specialiserade är makarna. 8Beckers hypotes är att makarna gemensamt och beslutar om hur de skall fördela sin tid mellan förvärvs- och hushållsarbete samt hur mycket tid de ska lägga på investeringar i humankapital. Det betyder att inte bara mannens lön utan även fruns arbetstid är endogena variabler. Ovanstående skattningar riskerar därför att inte vara väntevärdesriktiga. Problemet kan möjligen lösas genom att man skattar ett simultant ekvationssystem med ekvationer både för familjens löner och hushållspro- duktion. En sådan analys försvåras av stora identifikationsproblem. effekterna av ej uppmätt produktivitet. Första raden i urval 68–74 anger skattningarna på äktenskapspremien respektive 1974. Andra raden anger skattningarna på hemmafruvariabeln dessa år. Tabell 9.4 Skattningar av äktenskapspremien med hjälp av longitudinella data. Beroende variabel i urvalet 68–74 är (logaritmerad timlön 74)–(logaritmerad timlön 68). Den beroende variabeln är konstruerad på motsvarande sätt i de resterande två urvalen. Urval 68–74, n =1 128 (0,029) (0,031) (0,023) (0,023) Urval 74–81, n = 1 136 (0,028) (0,028) (0,021) (0,023) Urval 81–91, n = 972 (0,028) (0,027) -0,053 –0,070 (0,028) (0,048) Anm. Se tabell 9.3 för kontrollvariabler. I denna analys inkluderas även en dummyvariabel för sambo samt en dummyvariabel för de sambor vars maka arbetar i hemmet på heltid. Standardfel anges inom parentes. Gifta män med en hemmafru tjänade 1968 mer än andra gifta män. Även 1974 och 1981 tjänar gifta män med en hemmafru mer än andra gifta män, men sambandet är bara signifikant 1981. I slutet av den undersökta perioden tycks däremot inte gifta män med hemmafru tjäna mer än andra gifta män. Av utrymmesskäl presenterar jag endast resultaten för gifta män. Män vars sambo arbetar i hemmet tycks tjäna mindre än andra sambor, men detta samband är inte signifikant skilt från noll. Denna grupp är dessutom mycket liten i mitt urval. Andra studier, främst baserade på amerikanska data, ger inget entydigt stöd för hypotes om specialisering mellan makar. Å ena sidan finner (1991) att ju fler timmar makan förvärvsar- betar, desto lägre lön får maken. Å andra sidan finner (1995) att mäns äktenskapspremie inte påverkas av huruvida makan arbetar i hushållet eller deltar i arbetskraften. (1991b) finner att mäns hushållsarbetstid påverkar mäns löner positivt medan kvinnors löner påverkas negativt av hushållsarbete. argumenterar för att kvinnor tar mer ansvar för hushållsarbete och att kvinnor gör mer hushållsarbete på vardagar än män. Ansvar för hushållsarbetsuppgif- ter kan dels kräva en mental beredskap och planering av hushållsar- betsuppgifterna. Dels kan det innebära att man tar ledigt från förvärvsarbete för att exempelvis ta hand om sjuka barn eller för andra uppgifter. Denna typ av specialisering fångas inte upp av analysen i tabell 9.4. Resultaten kan ändå tolkas i linje med argumentation. Män med en hemmafru tar kanske mindre ansvar för hushållsarbetet än andra gifta män och kan därmed koncentrera sig på förvärvsarbetet, vilket resulterar i högre timlön. Den andra implikationen av hypotes är att äkten- skapspremien ökar med tiden som gift eftersom investeringar i humankapital tar tid.9 I tabell 9.5 rapporteras skattningar där jag inkluderat variablerna tid gift och tid gift i kvadrat för gifta män. I skattningarna har jag eliminerat effekterna av ej uppmätta egenska- per, och tabellen är därför uppb yggd på samma sätt som tabell 9.3 och 9.4. För gifta män kan jag via registerdata spåra när de gifte sig (bytte civilstånd). 10 Eftersom sambor lever i ett informellt förhållande kan jag inte spåra i några register hur länge de varit sambor. Resultaten i tabell 9.5 visar att det inte finns något samband mel- lan lön och tid som gift. Ingen koefficient är signifikant skild från noll. Inte heller kan jag förkasta nollhypotesen att koefficienterna till dessa variabler är noll (s.k. F-test). Den signifikanta dummyvariabeln för gift kvarstår när jag inkluderar variablerna tid gift och tid gift i kvadrat. sjunker den till och ökar den till men förblir ej signifikant skild från noll. De övriga årens koefficienter för gifta män påverkas endast litet i den ena eller andra riktningen. Slutsatsen är att den effekt av äktenskapet som kan spåras i datamaterialet tycks uppstå relativt direkt efter giftermålet och inte öka med tiden som gift. 9Hushållsarbete kan också tänkas ha en mer direkt effekt på lönen, dvs en effekt som inte går via investeringar i humankapital. Makarna kan specialisera sig genom att välja arbeten som kräver olika grad av engagemang och ansträngning. Till exempel kan kvinnor tänkas förvärvsarbete i yrken som inte kräver en stor ansträngning om de dessutom skall arbete i hemmet. Om männen slipper hushållsarbetet kan de med full kraft gå in för arbetet och på så sätt få en högre lön. 101968 tillfrågades intervjupersonen när de gifte sig . Jag använder denna information som ett mått på hur länge äktenskap varat. Detta förfaringssätt innebär antagligen att jag överskattar längden på vissa individers äktenskap. Tabell 9.5 Skattningar av äktenskapspremien med hjälp av longitudinella data. Beroende variabel i urvalet 68–74 är (logaritmerad timlön 74)– (logaritmerad timlön 68). Den beroende variabeln är ko n- struerad på motsvarande sätt i de resterande två urvalen. Urval 68–74, n = 1 128 (0,035) (0,051) tid gift/100 –1,157 (0,725) (0,822) (tid gift) 2/1000 (0,283) (0,245) F-test (se not a) Urval 74–81, n = 1 135 (0,038) (0,044) tid gift /100 –0,208 –0,717 (0,643) (0,720) (tid gift) 2/1000 –0,073 (0,273) (0,233) F-test (se not a) Urval 81–91, n = 972 (0,039) (0,042) tid gift /100 –0,402 (0,614) (0,607) (tid gift) 2/1000 (0,267) (0,182) F-test (se not a) Anm. Se tabell 9.3 för kontrollvariabler. I denna analys inkluderas även en dummyvariabel för sambo. Standardfel anges inom parentes. a) Två nollhypoteser testas i urval 68–74. Den första är: koefficienterna för variablerna tid gift 1968 och (tid gift 1968)2 är lika med noll, givet att dessa variabler inkluderas för . Den andra nollhypotesen som testas är om koefficienterna för variablerna tid gift 1974 och (tid gift 1974) 2 är lika med noll, givet att dessa variabler inkluderas för . Nollhypoteserna i de resterande två urvalen är konstruerade på motsvarande sätt. Dessa resultat skiljer sig från de resultat som erhållits från undersök- ningar baserade på amerikanska data. Korenman och Neumark (1991) finner att äktenskapspremien för amerikanska män stiger gradvis med äktenskapets längd. Lönen ökar med efter giftermålet. De använder samma specifikation som analysen i detta avsnitt: en dummyvariabel för civilstånd, tid gift samt tid gift i kvadrat. De finner, i motsats till mig, ingen omedelbar effekt på lönen efter giftermålet. hypotes kan också hjälpa oss förstå varför äkten- skapspremien har minskat . I har flera politiska reformer genomförts för att förmå makar att dela mer lika på förvärvsarbete. 1971 ersattes sambeskattningen av makarnas arbetsinkomster av individuell beskattning som tillsammans med en progressiv skatteskala gör det lönsamt för makarna att dela mer lika på förvärvsarbete. En annan viktig reform är utbyggnaden av offen tlig och subventionerad barnomsorg, som började i liten skala på 1960- talet och som gradvis expanderat . En indikation på att dessa reformer har uppmuntrat makar att dela mer lika på förvärvsar- bete är den stora ökningen av kvinnors arbetskraftsdeltagande, som är högst bland . En annan indikation är att har gifta män mer än fördubblat, medan gifta kvinnor har halverat den tid de lägger ned på hushållsarbetsuppgifter (Nermo, 1994). Trots denna utveckling delar makar fortfarande inte lika på förvärvs- och hushållsarbete. När en man ägnar mer tid åt hushållsarbetsuppgifter borde vi enligt förvänta oss att han investerar mindre i humankapital som ökar produktiviteten i förvärvsarbete. En jämnare fördelning av förvärvs- och hushållsarbetsuppgifter mellan makar borde därför resultera i en minskad äktenskapspremie. I tabell 9.3 konstaterades att det bara är som det tycks finnas en effekt av äktenskap. Det är också endast i början av perioden som gifta män med en hemmafru tjänar mer än andra gifta män, se tabell 9.4. Den minskade äktenskapspremien kan tolkas som ett stöd för hypotes om specialisering och som en indikation på att de politiska reformerna har haft avsedd effekt.11 Denna minskning av äktenskapspremien kan å andra sidan bero på att ersättningen för specialisering minskat sedan 1960- talet. minskade nästan alla löneskillnader, oavsett hur man mäter dem. Exempelvis minskade avkastningen på utbildning och även löneskillnaderna mellan olika åldersgrupper minskade.12 Äktenskapspremien skulle alltså även ha kunnat minska 11En annan förklaring till en minskad äktenskapspremie är att selektionen in i äktenskap har ändrats över tiden. Andelen män som ingår i ett parförhållande är dock relativt , vilket möjligen pekar mot att selek- tionsmönstret inte ändrats, se tabell 9.1. Vidare, finner Blackburn och Korenman (1994) att den minskade äktenskapspremien i inte kan förklaras av att selektionen in i äktenskapet ändrats. 12Orsakerna till denna minskade lönespridning diskuteras av och (1995). på grund av att ersättningen för specialisering minskat och inte på grund av att gifta män specialiserar sig i mindre utsträckning än 1968. För att undersöka detta närmare utnyttjar jag i (1997) en statistisk metod som gör det möjligt att undersöka om äktenskapspremien minskat till följd av att gifta och ensamstående män blivit mer lika i genomsnittlig nivå på egenskaper eller om det beror på en trend av minskad ersättning för olika egenskaper. Min slutsats är att den minskade äktenskapspremien endast marginellt kan förklaras av minskad ersättning för specialisering. Snarare tycks förklaringen vara att gifta män inte specialiserat sig i samma utsträckning som 1968 på förvärvsarbete. Blackburn och (1994) liksom (1997) konstaterar att den amerikanska äktenskapspremien minskat . Även de drar slutsatsen att skillnaden i egenskaper mellan gifta och ogifta minskat över tiden. Sammanfattningsvis, gifta män med en hemmafru tjänar mer än andra gifta män, men bara i början av undersökningsperioden. Detta resultat indikerar att mäns äktenskapspremie åtminstone delvis kan förklaras av specialisering mellan makar. I slutet av undersökningspe- rioden finns inte några sådana effekter. Även detta resultat är väntat enligt specialiseringshypotesen, eftersom makarnas incitament till specialisering har minskat. Däremot får inte specialisering via ökade investeringar i humankapital stöd av data. Snarare verkar äkten- skapspremien uppkomma relativt snart efter giftermålet. 9.5Favoriseras gifta män på arbetsmarknaden? (1979) för fram hypotesen att arbetsgivare gynnar anställda med fru och barn. Arbetsgivaren ger gifta män med barn högre lön, inte på grund av att gifta män är mer produktiva, utan för att arbetsgivaren bryr sig om att gifta män vanligtvis har en högre försörjningsbörda. finner en äktenskapspremie om för vita amerikanska män när hon kontrollerar för en mängd olika faktorer såsom utbild- ning, arbetslivserfarenhet och flera olika arbetsmiljöfaktorer. Hon finner också att ju fler barn männen har, desto högre lön får de. I min studie, (, 1997) finner jag inte något samband mellan lön och antal barn, trots kontroll för flera arbetsmiljöfaktorer. Detta resultat talar mot hypotesen att gifta män favoriseras på grund av sin försörjningsbörda. Om arbetsgivaren bryr sig om personens försörj- ningsbörda borde även antal barn påverka mannens lön. 9.6Väljer gifta och ogifta män olika typer av arbeten? och (1988) argumenterar för att gifta och ensamstående män har olika preferenser för familjeliv och att det är män som tycker om familjeliv som gifter sig. Med familjeliv följer ofta högre utgifter för boende och utgifter för barnens försörjning. Gifta män väljer därför att arbeta i yrken som inte har så bra arbetsmiljö men som i gengäld ger en hög pekuniär ersättning. Sammantaget skulle gifta och ogifta män ersättas lika för sin arbetsinsats, men de väljer att ta ut ersättningen på olika sätt. Äktenskapspremien uppstår enligt denna hypotes på grund av att man vanligtvis mäter timlönen som ersätt- ningen för arbete. Om man jämför män som arbetar under liknande betingelser skulle det därför inte finnas någon löneskillnad mellan gifta och ogifta män. I denna studie kontrollerar jag för flera arbetsmiljöfaktorer. Trots detta visar resultaten att gifta män tjänar mer än ogifta män. (1979) finner i en studie baserad på ameri- kanska data att äktenskapspremien ökar när hon kontrollerar för arbetsmiljö. (1991a) finner att äktenskapspremien för amerikanska män minskar något när hon kontrollerar för arbetsmiljö och antal barn. Sammanfattningsvis tycks det alltså vara så att gifta och ensamstående män i viss mån fördelar sig olika över arbeten med olika typer av arbetsmiljö, men detta förklarar inte hela äkten- skapspremien. Gifta män tjänar mer än ogifta män. Detta empiriska samband mellan civilstånd och lön är mycket robust och har konstaterats i såväl som många andra länder. I detta kapitel diskuteras fyra förklaringar till äktenskapspremien. Enligt selektionshypotesen uppstår äktenskapspremien för att män med hög, men för forskaren dold, produktivitet gifter sig oftare än andra män. Enligt specialise- ringshypotesen är äktenskapspremien ett resultat av att makar delar upp arbetsuppgifter mellan sig på ett sådant sätt att män blir mer produktiva i förvärvsarbete. Favoriseringshypotesen är att arbets- givare bryr sig om mäns försörjningsbörda och därför ger gifta män högre lön än vad de ger ogifta män. Slutligen, kompensations- hypotesen utgår från att äktenskapspremien reflekterar en kompense- rande löneskillnad. På grund av hög försörjningsbörda godtar gifta män arbeten med sämre arbetsmiljö och erhåller i gengäld en hög lön. Resultaten i denna studie ger empiriskt stöd åt de två förstnämnda hypoteserna. Däremot får de två sistnämnda inget stöd. Dessa resultat har åtminstone tre vidare implikationer. För det första ökar resultaten vår förståelse av hur löner bestäms. Enligt traditionella teorier återspeglar lönedifferenser skillnader i produkti- vitet mellan individer eller skillnader mellan olika arbeten, till exempel vad gäller arbetsmiljö. Stödet för selektions- och specialise- ringshypotesen och avsaknaden av stöd för kompensationshypotesen tyder på att äktenskapspremien främst reflekterar produktivitetsskill- nader mellan individer. För det andra ökar resultaten vår förståelse av vilka incitament det finns för arbetsdelning inom familjen, det vill säga att en av makarna specialiserar sig på förvärvsarbete och den andra på hushållsarbete. har flera reformer genomförts som minskat incitamenten till arbetsdelning mellan makar. Exempel är införandet av särbeskattning av makars arbetsinkomster och det ökade utbudet av subventionerad barnomsorg. Jag finner att äktenskapspremien minskar med . Enligt mina resultat är den troliga förklaringen till den minskade äktenskapspre- mien att gifta män specialiserar sig i allt mindre utsträckning på förvärvsarbete. Däremot finner jag inte att ersättningen för specialise- ring minskat. Dessa resultat tyder på att det är de politiska reformerna som haft avsedd effekt. För det tredje fördjupar resultaten vår kunskap om löneskillnader mellan män och kvinnor. le Grand (1991) finner att kvinnor inte har någon äktenskapspremie. 13 Av samma studie framgår att en tredjedel av skillnaden mellan mäns och kvinnors löner utgörs av mäns äktenskapspremie. En ökad förståelse av denna kan således förklara en väsentlig del av könslönegapet. Detta kapitel har visat på två viktiga förklaringar till mäns äkten- skapspremie. Ökad kunskap om varför kvinnor inte har någon motsvarande äktenskapspremie vore önskvärd. Är det så att även kvinnor med hög dold produktivitet gifter sig i större utsträckning än andra kvinnor men att denna effekt motverkas av en negativ effekt på kvinnors löner av arbetsdelning i hushållet? 13 le Grand använder LNU och erhåller en skattning på mäns äkten- skapspremie ungefär i nivå med min skattning i tabell 9.2. Vissa skillnader mellan studierna finns dock. Exempelvis använder vi delvis olika kontrollvariabler. , (1991) A Treatise on the Family. , ; Landes, , (1977) An economic analysis of marital instability. 85, s. 1141–1187. Blackburn, McKinley & Korenman, (1994) The declining marital status earnings differentials. 7(3), s. 247– 270. , (1991) Does marriage make men more productive? , Per , (1995) The Swedish wage structure: The rise and fall of solidarity wage policy?i (red.) Differences and changes in wage structures, . , , (1987) Welfare in transition – living conditions in –1981. : Clarendon Press. (1997) The fall in mens return to marriage: Declining productivity effects or changing selection? 32 (3), 481–504. & Biddle, . (1994) and the labor market. 84, s. 1174–1194. , (1991a) Male-female differences in hourly wages: The role of human capital, working conditions and housework. Industrial and , Vol. 44, s. 746–759. , (1991b) The impact of nonmarket work on market wages. 157–160. (1994) Housework, wages, and the division of housework time for employed spouses. 84, s. 120–125. , (1979) The wage effects of marital status and children. 14, s. 579–594. Korenman, , (1991) Does marriage really make men more productive? 26, s. 282–307. Korenman, , (1992a) Sources of bias in womens wage equations: Results using sibling data. , Working paper 4019. Korenman, , (1992b) Marriage, motherhood, and wages. 27, s. 233–255. le Grand, (1991) Explaining the male-female wage gap: segregation and solidarity wage bargaining in . Acta Sociologica, Vol. 34, s. 261–278. , Eng Seng (1996) Productivity differences and the marriage wage premium for white males. 31, s. 565–589. Nermo, (1994) Den ofullbordade jämlikheten. I Vardagens villkor – Levnadsförhållanden i , (red. ), : . Neumark, (1988) Employers discriminatory behavior and the estimation of wage discrimination. 23, s. 279–295. , , (1989) The marriage premium and compensating wage differentials. 2, s. 237–265. , (1997) Evolution of the marriage premium in the Swedish labor market 1968–1991 i Essays on Family and Labor Economics, , , avhandlingsserien 28. SCB (1994) Barnens familjeförhållanden . Schoeni, (1995) Marital status and earnings in developed countries. 8(4), 351–359. 10Kvinnors och mäns löner Vad beror löneskillnaderna mellan kvinnor och män på? Flera forskare har hävdat att de till största delen beror på att kvinnor i större utsträckning än män avbryter sitt yrkesarbete i samband med barnafödande (se t.ex. Mincer och Polachek, 1974). Förvärvsavbrott kan leda till lägre löner för kvinnor jämfört med män eftersom lönerna ökar med yrkeserfarenheten och eftersom förvärvsfrånvaro tenderar att sänka den framtida lönen med mer än vad som kan förklaras av den förlorade yrkeserfarenheten. Det sistnämnda fenomenet brukar tolkas som att individens kunskapskapital minskar i värde under frånvaron. I detta kapitel analyserar vi hur förvärvsfrånvaro påverkar kvin- nors och mäns löner. Vi presenterar resultat som baseras på analyser av ett rikt datamaterial, SCB:s familjeundersökning , i vilket vi har information om tidpunkter för frånvaro/icke-yrkesaktivitet och om skälet till denna; föräldraledighet, hemarbete m.m. Vi har också kunnat kombinera denna information med löneuppgifter från SCB:s register. Kapitlet är upplagt på följande sätt: Vi börjar med en kort diskussion av de tidigare studierna av denna fråga; deras resultat, data, metoder och begränsningar. Därefter presenterar vi vårt datamaterial och de variabler vi använt i våra analyser. I avsnitt 4 ges en kortfattad redogörelse för hur moderskaps- och föräldraförsäkring- en förändrats . Vi presenterar våra resultat i avsnitt 5 och kapitlet avslutas sedan med en sammanfattning och diskussion. 10.2 Tidigare studier och empirisk specifikation Sambandet mellan lön och investeringar i humankapital har varit föremål för ett mycket stort antal studier. Man har funnit ett positivt samband mellan å ena sidan utbildningsnivå och yrkeserfarenhet och å den andra (logaritmen av) lönen för ett flertal länder och datamate- rial.1 I denna typ av löneekvation kommer ett förvärvsavbrott (för föräldraledighet eller annat) att påverka lönen direkt genom att yrkeserfarenheten blir kortare än den skulle ha varit om individen arbetat kontinuerligt. Man kan också tänka sig två andra effekter av förvärvsavbrott. Den första effekten sammanhänger med iakttagelsen att kurvan för kvinnors löneutveckling vid varje nivå på yrkeserfarenheten (och given utbildningsnivå) är flackare än männens kurva, dvs. kvinnor får lägre avkastning på yrkeserfarenhet än män. En förklaring till detta skulle kunna vara att kvinnor, därför att de förutser att de kommer att göra yrkesavbrott och arbeta mindre då de får barn, väljer – eller hänvisas till – arbeten som har mindre upplärningsinnehåll och därför långsammare löneutveckling. 2 Den andra tänkbara effekten är att förvärvsavbrott leder till att individens humankapital minskar i värde. Man har nämligen observerat att då en individ gör förvärvsavbrott faller den framtida lönen mer än vad som kan förklaras av den förlorade yrkeserfarenheten. Vår analys syftar till att belysa den sistnämnda effekten. Mincer och Polachek (1974) var den första i raden av ett flertal amerikanska studier av yrkesavbrottens effekter på värdet av humankapitalet. Den vanliga ansatsen i litteraturen har varit att formulera en löneekvation med humankapital-variabler, inklusive tid utanför arbetsmarknaden. Löneekvationen brukar skrivas: log lön i = a + b1 erfarenheti + b2 erfarenheti2 + b3 utbildningi + b4 icke-yrkesaktiviteti + ei där i är ett index för individen. Det är brukligt att inkludera en term med yrkeserfarenhet i kvadrat för att fånga upp att lönen stiger mindre då yrkeserfarenheten är längre. En vanlig variant är den s.k. segmenterade löneekvationen, som inkluderar yrkeserfarenhet före och efter förvärvsavbrottet och som beaktar antalet avbrott. Det är också vanligt att inkludera anställningstiden i den senaste anställning- en. Alla dessa studier har funnit att förvärvsavbrott har en negativ effekt på den framtida lönen utöver den som beror på förlorad yrkeserfarenhet. Detta har tolkats som ett stöd för hypotesen att humankapitalet minskar i värde vid yrkesavbrott. Det finns få tidigare svenska studier av förvärvsavbrottens effekter på lönerna och de som finns ger motstridiga resultat. (1981) erhöll en negativ effekt av förvärvsfrånvaro men endast för 1Det klassiska arbetet är Mincer (1974). 2Denna förklaring diskuteras t.ex. i Gronau (1988). kvinnor i åldrarna 30–i en segmenterad lönefunktion. och (1992) fann däremot en positiv effekt av yrkesavbrott för kvinnor – vilken dock var mindre än den likaledes positiva effekten av yrkeserfarenhet – men inga signifikanta effekter för män. Stafford och (1996) fann i en tvärsnittsekvation att föräldraledighet reducerade den framtida lönen för både kvinnor och män, effekten var dock endast signifikant för män.