sou · GLB3136d1 · 1998-01-01 00:00:00 — Antag att den sanna modellen ser ut på följande sätt: Wt=btXt + qtPKt + ftVt + e där W t är den naturliga logaritmen av timlön för individ i t, PK och X definieras som . V är en eller flera icke observe- rade variabler (t.ex. icke mätbar produktivitet och/eller preferenser för vissa typer av arbeten) och e är ett slumpmässigt fel med medelvärde noll och , enligt standardförutsättningar- na för OLS-regression. Regressionskoefficienterna betecknas med b, q och f. Enligt hypotes 2 är V och PK korrelerade, så att anställda i kvin- nodominerade yrken i genomsnitt har lägre icke-observerad produkti- vitet och/eller starkare preferenser för arbeten inom kvinnoyrken även om lönen är lägre där. Om V är korrelerad med PK kommer parame- terestimatet qt att felaktigt överskattas i en tvärsnittsregression. Om vi emellertid har observationer för samma individer t = 1 och t = 2 enligt: blir resultatet, då ekvation (8) subtraheras från ekvation (7): DW = b2DX + DbX1 + q2DPK + DqPK1 + f2DV + DfV1 + De (9) där DW står för W 2 – W 1, o.s.v. Om vi kan anta att DV = 0 och att Df = 0, dvs. att de individspeci- fika felen är oförändrade och att effekten av dessa fel inte heller har förändrats mellan tidpunkt 1 och 2, kommer effekten av de icke observerade variablerna att försvinna och b och q kan skattas på ett sannare sätt: DW = b2DX + DbX1 + q2DPK + DqPK1 + De Observera att koefficienten för DX och DPK skattar effekten av X respektive PK 2, medan koefficienten för X 1 skattar b2- b1 och koefficienten för PK 1 ger en skattning för q2 – q1. görs dessutom det ytterligare antagandet att regressionskoefficienterna, inte förändras . Modellen blir då en ren förändringsekvation: DW = bDX + qDPK + De. Om förändringen gäller korta tidsperioder kan detta antagande vara rimligt att göra. I föreliggande analyser skattas emellertid förändring- en , dvs. Det är då orealistiskt att utan vidare anta att koefficienterna är stabila. 10 Modell (10) är därför att föredra i detta fall. Vi gör här alltså antagandet att V och f är konstanta , men inte att b och q är det. Modell (10) innebär emellertid också antagandet att W 1 inte påverkar DW. Detta är ett mycket starkt antagande som är felaktigt om lönen är resultatet av en process , vilket begrepp såsom karriär och långsiktiga beslut om investe- ring i humankapital implicerar. Om premissen att initialvärdena för de oberoende variablerna inte påverkar förändringen i den beroende variabeln är felaktig, kommer effekten av X och PK på DW att underskattas i ekvation 10. I detta fall föreslår Plewis (1985) och (1995) en s.k. betingad förändringsmodell, dvs. att W 1 – initialvärdet på W – inkluderas som regressor i modellen: DW = a1W1 + b2DX + DbX1 + q2DPK + DqPK1 + De. Problemet med ekvation (12) är emellertid att vi då åter inför V i modellen, eftersom W1 är likvärdigt med b1X1 + q1PK1 + f1V1 + e1. Eftersom både ekvation (10) och (12) har problem, fastän av skilda slag, estimeras bägge. Om koefficienten för PK är likartad i båda modellspecifikationerna, står vi på en säkrare grund för att dra slutsatser om hur PK påverkar W. 10 Detta framgår också av att många skillnader i parameterestimaten för tvärsnitts- skattningar vid de två tidpunkterna är signifikanta. Lönepolitik, lönespridning och löneskillnader mellan män och kvinnor och minskade löneskill- naderna mellan män och kvinnor. Därefter har löneutjämningen mellan män och kvinnor avstannat. En förklaring till kvinnors förbättrade relativlöner är att den svenska lönestrukturen utvecklats på ett för kvinnor gynnsamt sätt. Med lönestruktur avses hur olika egenskaper, såsom utbildningsnivå och arbetslivserfarenhet, ersätts på arbetsmarknaden. Under de två första decennierna verkade både den solidariska lönepolitiken och flera marknadsfaktorer i riktning mot mindre lönespridning. Exempelvis minskade ersättningen till personer med lång arbetslivserfarenhet. Eftersom män i genomsnitt har längre arbetslivserfarenhet än kvinnor kommer kvinnors relativlöner att förbättras när ersättningen för arbetslivserfarenhet minskar. En andra förklaring till kvinnors förbättrade relativlöner är de politiska reformer som genomförts i syfte att förbättra kvinnors position på arbetsmarknaden. Exempel på sådana reformer är den stegvis förbättrade föräldraförsäkringen, utbyggnaden av den subventionerade barnomsorgen och avskaffandet av sambeskattning av arbetsinkomster. Särbeskattning ger, åtminstone vid en progressiv skatteskala, makarna incitament att dela mer lika på förvärvsarbete än vid sambeskattning. Dessa reformer har underlättat för kvinnor att kombinera barn och förvärvsarbete och därmed givit kvinnor större incitament att utbilda sig och att välja arbeten som kräver stora investeringar i företagsspecifikt kunskapskapital. Kvinnors förbättra- de relativlöner kan därför även vara ett resultat av kvinnors allt bättre position på arbetsmarknaden. Syftet med detta kapitel är att diskutera i vilken mån kvinnors förbättrade relativlöner är ett resultat av att kvinnor har förbättrat sin position på arbetsmarknaden och i vilken mån de är ett resultat av 1 I nästa avsnitt diskuteras huruvida vi kan särskilja effekter av facklig lönepolitik från mer marknadsmässiga förklaringar till den minskade lönespridningen. I avsnitt tre diskuterar vi de politiska reformer som genomförts i syfte att förbättra kvinnors position på arbetsmarknaden. I det fjärde avsnittet redovisar vi en statistisk dekomponering av de förändringar i löneskillnaderna mellan män och kvinnor som skett. Denna dekomponering ligger till grund för en diskussion om huruvida det är att kvinnornas position som förbättrats eller om det är minskad lönespridning som bidragit till kvinnors förbättrade relativlöner. Avslutningsvis ger vi en kort internationell utblick på kvinnors relativlöner i industrialiserade länder. Det är naturligt att göra en distinktion mellan hur facklig lönepolitik har påverkat kvinnors löner och hur förändringar i allmän lönesprid- ning verkar. Orsaken till att en sådan distinktion är viktig är att facklig lönepolitik inte är den enda tänkbara förklaringen till den svenska lönestrukturens förändring . Även om de allmänna trenderna i lönespridning stämmer väl med förändringar i förhandlingssystemet så finns det även marknadsfakto- rer som verkat i samma riktning. En rimlig tolkning av den svenska lönestrukturens utveckling är att både lönepolitik och marknad har varit av betydelse.2 Om vi vill försöka avgöra hur viktig facklig lönepolitik har varit i förhållande till marknadsförhållanden så är det troligt att den relativa betydelsen av de två förklaringarna beror på vilka aspekter av lönestrukturen, dvs vilka löneskillnader, vi är intresserade av. Det är dock i många fall svårt att empiriskt fastställa den relativa betydelsen av de två faktorerna eftersom institutioner och marknad ofta verkat i samma riktning. Ett exempel som väl illustrerar marknadsmekanismernas betydelse ges av relativlönerna för universitetsutbildad arbetskraft (och , 1995). De institutionella drivkrafterna bakom en kraftig löneutjämning mellan akademiker och andra grupper är inte helt uppenbara, åtminstone inte inom den privata sektorn. Däremot finns det starka skäl att tro att utbudet av universitetsutbildad arbetskraft har varit en viktig drivkraft bakom utvecklingen av akademikernas 1För tidigare analyser av lönepolitikens effekter på lönegapet mellan män och kvinnor, se (1989, 1991, 1997) och (1992, 1995). Se också kapitel i denna volym. 2Se m.fl. (1996) för en allmän diskussion och ytterligare referenser. Lönepolitik lönespridning och löneskillnader Det relativa utbudet av högutbildad arbetskraft uppvisar en kraftig trendmässig ökning som akademikernas relativlöner faller. Efter 1980-talets mitt upphör ökningen av högskoleutbildade som andel av arbetskraften som deras relativlöner börjar stiga igen. Institutionella förklaringar till förändrade relativlöner torde ha en relativt större betydelse för branschlöneskillnader eller lönespridning inom väl definierade grupper (s.k. residual lönespridning). Den fackliga lönepolitiken har troligen haft stor betydelse bland arbetare inom LO-kollektivet (, 1990). Det finns ett mycket tydligt samband mellan fackliga utjämningsambitioner och lönespridningens utveckling över tiden för denna grupp. Det förefaller inte heller finnas uppenbara efterfråge- eller utbudsförändringar som skulle kunna förklara utvecklingen. När det gäller kvinnors relativlöner finns det anledning att tro att såväl lönepolitik som marknad har haft betydelse. Vad beträffar marknadskrafternas betydelse (vi återkommer till lönepolitikens roll nedan) så ligger tonvikten på efterfrågesidan snarare än på utbudssi- dan. då kvinnors löner steg som kraftigast ökade även kvinnors arbetskraftstal. Stigande kvinnligt arbetskraftsdelta- gande borde ha försämrat deras relativlöner, men å andra sidan ökade sysselsättningen i traditionellt kvinnotunga branscher (framförallt offentlig sektor) mycket kraftigt (och , 1995). Kvinnors förbättrade relativlöner skulle knappast ha kunnat åstadkommits utan denna efterfrågeexpansion. Ett antal reformer har genomförts i syfte att påverka kvinnors position på arbetsmarknaden och uppnå jämställdhet mellan könen (se exempelvis och , 1985). Vissa förändringar har åstadkommits via kollektivavtal mellan arbetsmarknadens parter och andra reformer har genomförts med hjälp av lagstiftning. slöt LO och SAF ett likalöneavtal som innebar att kvin- nolöneavtalen gradvis avskaffades. De särskilda kvinnolönegraderna som fanns för statliga befattningar hade redan avskaffats. Lagen om jämställdhet mellan kvinnor och män i arbetslivet kom till stånd , vilket internationell sett är ett mycket sent datum (Blau och , 1996). Jämställdhetslagen innebär förbud mot könsdiskriminering i arbetslivet och ett krav på arbetsgivarna att vidta aktiva jämställdhetsåtgärder. avvecklades systemet med folk-, real- och flick- skola och istället infördes . omfattade betydligt mindre matematik och naturvetenskap och mer humaniora än motsvarande skolor för pojkar. I och med fick flickor och pojkar samma kursplan. Universitetsstudier öppnades gradvis för kvinnor . Möjligheterna till högre studier var dock beroende av föräldrarnas ekonomi, vilket medförde en risk att föräldrarna prioriterade sönernas studier framför döttrar- nas. gjordes studielån och studiemedel oberoende av föräldrarnas inkomster vilket antagligen underlättade för kvinnor att studera på universitet. gjordes studiemedlen även oberoende av makens inkomst. Kvinnors utbildningsnivå har utvecklats mycket snabbt och ligger nu över männens utbildningsnivå (SOU 1996:56). 1971 avskaffades sambeskattningen av makars inkomst av tjänst. Kombinerat med en progressiv inkomstskatteskala innebär särbe- skattning att det är lönsamt för makar att dela mer lika på förvärvsar- bete. Flera reformer har direkt riktats mot kvinnor med barn. Föräldraförsäkringen har gradvis utökats. Försäkringens kompensa- tionsnivå beror på tidigare inkomster av arbete. Detta ger kvinnor, som ju utnyttjar större delen av denna försäkring, incitament att arbeta före föräldraledigheten. Under har också en kraftigt subventionerad barnomsorg byggts ut och kan barnomsorg erbjudas de flesta arbetande eller studerande föräldrar. Dessa reformer har inneburit att kvinnors nettoinkomster av för- värvsarbete ökat. Avtal och lagstiftning om lika löner, införandet av särbeskattning liksom det förändrade utbildningssystemet har verkat i denna riktning. Vidare har reformerna inneburit att kostnaden för förvärvsarbete har minskat genom det ökade utbudet av subventione- rad barnomsorg. Kvinnors incitament till ett kontinuerligt arbets- kraftsdeltagande, deltagande i högre utbildning och satsning på karriärarbeten som kräver investeringar i kunskapskapital har därför ökat . Trots att kvinnors positioner i ekonomin har förbättrats finns det emellertid fortfarande avsevärda skillnader mellan män och kvinnor, inte minst vad gäller fördelningen av hushålls- och förvärvsarbete (Nermo, 1994), och vad gäller relativa löner. För att mer detaljerat undersöka den minskande löneskillnaden mellan män och kvinnor kan man dela upp denna förändring i olika komponenter. Utgångspunkten är en statistisk lönefunktion baserad på humankapitalteori. En sådan lönefunktion kan till exempel ha följande utseende: Lönepolitik lönespridning och löneskillnader ln(TIMLÖN) = a + b UTBILDNING + c ERFARENHET + d BRANSCH + e där en individs (logaritmerade=ln) timlön bestäms av personliga egenskaper som utbildning och arbetslivserfarenhet samt arbetets egenskaper, här i form av branschtillhörighet. Parametrarna a, b, c och d betecknar här marknadens värdering av, eller priser på, olika egenskaper hos arbetstagare eller arbetsuppgifter. En statistisk felterm, e, motiveras med att faktiska data innehåller mätfel i löner, men kommer i praktiken även att fånga upp effekter av icke observe- rade egenskaper hos arbetstagaren och dennes arbetsuppgifter. Denna typ av lönefunktioner skattas med hjälp av individdata och har visat sig att fungera väl i ett mycket stort antal tillämpningar. Normalt kan dessa statistiska lönefunktioner förklara mellan av variationerna i timlöner mellan individer. Resterande av variationen tillförs feltermen. När man jämför mäns och kvinnors löner med hjälp av ovanståen- de ekvation uppstår ett problem som har att göra med kvinnors beslut att förvärvsarbeta eller ej. Kvinnors beslut att förvärvsarbeta sker antagligen inte slumpmässigt och det är endast om de väljer att förvärvsarbeta som vi kan observera deras lön. Det är rimligt att tro att kvinnor som får en bra lön i större utsträckning väljer att förvärvs- arbeta medan kvinnor med låg lön kanske finner det mer lönsamt att hushållsarbeta. Detta problem är inte lika stort för män, eftersom en så stor andel av män i vuxen ålder förvärvsarbetar. I denna studie undersöker vi löneskillnader mellan de män och kvinnor som faktiskt arbetar. Resultaten riskerar därför att inte bli rättvisande eftersom vi jämför de kvinnor som väljer att arbeta med (i princip) alla män. En lösning på detta selektionsproblem är att försöka uppskatta lönerna för de kvinnor som hushållsarbetar. Dessvärre är detta problematiskt eftersom en viss godtycklighet uppstår i valet av de variabler som ska bestämma de potentiella lönerna. och (1992), som använder delvis samma material som vi, visar att de resultat de får när de jämför observerade löner för kvinnor och män stämmer väl överens med resultaten när de jämför potentiella löner. Vi har därför valt att bortse från denna problematik. Ett sätt att använda den statistiska lönefunktionen för att analysera löneskillnader mellan män och kvinnor är att skatta funktionens parametrar (a, b, c, d) för män. Dessa skattningar används sedan för att beräkna vad kvinnor borde ha för löner om de ersätts för sina egenskaper såsom män ersätts, det vill säga om män och kvinnor har samma värden på parametrarna. 3 Med hjälp av sådana beräkningar 3 Det finns ett stort antal studier som använt olika varianter av denna metod. Se t.ex. (1981), le Grand (1992), (1989), och (1992) och (1994). kan man uttala sig om hur stor del av löneskillnaden mellan män och kvinnor som kan förklaras av att män och kvinnor har olika egenska- per (i vårt fall utbildning, erfarenhet och branschtillhörighet). Van- ligtvis kvarstår en oförklarad löneskillnad som brukar sägas åter- spegla lönediskriminering samt skillnader mellan könen i de egen- skaper som en forskare inte kan observera. Ett exempel på diskriminering i detta sammanhang är om kvinnor inte får lika bra ersättning för sina egenskaper som män. Kvinnor har då lägre värden på någon av parametrarna . Ett exempel på en icke observerad egenskap skulle kunna vara hur mycket tid man lägger ner på hushållsarbete som visats ha en negativ effekt på kvinnors timlön (och , 1997). Eftersom kvinnor i genomsnitt lägger ned mer tid på hushållsarbetsuppgifter än män skulle hushållsarbete kunna förklara en del av den oförklarade löneskillnaden mellan män och kvinnor. Det finns en rad olika sådana faktorer, t ex motivation och karriärinriktning i arbetslivet, där kvinnor och män kan tänkas skilja sig åt. I den utsträckning dessa skillnader föreligger kommer de i vår modell att hänföras till kategorin icke observerbara egenskaper. Vi är intresserade av hur löneskillnader mellan män och kvinnor ändras över tiden. Enligt dekomponeringen kommer sådana föränd- ringar att bestå av tre komponenter: 1) förändringar av skillnader i egenskaper mellan könen, 2) förändringar i ersättning för dessa egen- skaper (det vill säga att parametrarna ändrar värde), och 3) föränd- ringar i den oförklarade löneskillnaden. , och (1991), hädanefter JMP, föreslår en vidareutveckling av ovanstående dekomponering som tar sin utgångs- punkt i att även den oförklarade löneskillnaden kan ses i termer av priser och egenskaper.4 Den oförklarade löneskillnaden kan därför förändras på två olika sätt; i) om graden av diskriminering ändras eller om kvinnor förbättrar eller försämrar sina icke observerade egenskaper relativt män, ii) om ersättningen för icke observerade egenskaper ändras. Sammantaget innebär detta att löneskillnaden mellan män och kvinnor kan ändras på följande fyra sätt: Genom förändringar i egenskaper: 1.Förändringar i observerade egenskaper som här är utbildning, erfarenhet samt branschtillhörighet. 2.Förändringar i icke observerade egenskaper samt ändring i graden av lönediskriminering. Genom förändringar i lönestrukturen: 3.Förändringar i ersättningen för utbildning, arbetslivserfarenhet och branschtillhörighet. 4 För en kritisk diskussion av JMP-metoden, se (1997). Lönepolitik lönespridning och löneskillnader 4.Förändringar i ersättningen för de icke observerade egenskaper- na. Effekterna 1 och 3 är lätta att skatta eftersom vi vet hur lång utbildning och arbetslivserfarenhet varje individ har och i vilken bransch de arbetar. Effekterna 2 och 4 som tillsammans utgör för- ändringen i den oförklarade löneskillnaden, är svårare att särskilja eftersom vi per definition inte har observerat dessa egenskaper. I appendix 1 ges en beskrivning av hur JMP föreslår att dessa effekter kan skattas. Förenklat uttryckt kan man säga att vi mäter förändringen i ersättning för icke observerade egenskaper (4) med förändringar i männens residuala lönespridning och vi mäter förändringen i kvinnors icke observerade egenskaper (2) med förändringen i kvinnors genomsnittliga position i männens residuala lönefördelning. 3.5Kvinnors löner, lönespridning och lönepolitik De resultat som presenteras är beräknade på ett datamaterial från Levnadsnivåundersökningarna, LNU (och , 1987 ). 1968 intervjuades ett representativt urval av män och kvinnor mellan . Många frågor ställdes, bland annat om personens lön, utbildning, arbetslivserfarenhet och branschtillhörighet. 1974, 1981 och 1991 intervjuades många av dessa personer igen. Dessutom intervjuades nya personer, framförallt unga och invandrare, för att bibehålla urvalets representativitet även dessa år. I vår analys använder vi observationer för de män och kvinnor som är mellan och som är anställda vid intervjutillfället. I appendix 2 återger vi skattningar på mäns lönefunktion . Dessa skattningar utgör grunden för våra fortsatta beräkningar. I tabell 3.1 undersöker vi hur löneskillnaden förändras mellan olika par av undersökningsår: , samt . Tabellen anger skattningarna av de fyra komponenter som diskuterats ovan. (De skattade lö- neekvationerna som ligger till grund för dessa beräkningar redovisas i appendix 2.) Av tabellens sista rad framgår att den genomsnittliga löneskillnaden mellan män och kvinnor minskade kraftigt under de två första delperioderna medan den ökade något under den senaste delperioden. I de föregående raderna bryts dessa totalförändringar ned i förändringar i egenskaper och förändringar i ersättning för egenskaper. Exempelvis så bidrog kvinnors ökade relativa utbildning och erfarenhet (jämfört med mäns) till att löneskillnaden mellan män och kvinnor minskade – 1991. Denna effekt motverkades dock av andra komponenter, varför löneskillnaden ändå ökade . Resultaten visar att kvinnors ökade utbildning och arbetslivserfa- renhet har bidragit till höjda kvinnolöner efter 1974. Under den första delperioden bidrog även förändringar i kvinnors branschsammansätt- ning till höjda kvinnolöner. Den viktigaste effekten på egenskapssidan är dock de icke observerade egenskaperna som ökade kvinnornas relativlön under de två första delperioderna. Tabell 3.1 Förändringar i löneskillnaden mellan män och kvinnor 1968–1991, procentenheter. Alla kvinnor, 18–. Förändringar i egenskaper: –1,3 –1,7 –1,9 –0,1 –2,2 –6,2 Förändringar i ersättningen för egenskaper: –1,3 –0,8 –4,1 –0,9 –5,5 –7,9 Sjunkande avkastning på utbildning och arbetslivserfarenhet bidrog till att minska lönegapet mellan män och kvinnor under de två första delperioderna. Något överraskande tycks dock den minskade branschlönespridningen ha missgynnat kvinnor och mycket kraftigt så under den första delperioden. En viktig orsak till detta är att lönerna i kvinnotunga branscher som vård och undervisning har fallit över tiden (speciellt under den första delperio- den) relativt andra branscher. Slutligen så har den minskade ersätt- ningen för icke observerade egenskaper bidragit till ökade kvinnolöner under de två första delperioderna – var denna effekt så pass stor som . Lönepolitik lönespridning och löneskillnader Tabell 3.2 Förändringar i löneskillnaden mellan män och kvinnor 1968–1991, procentenheter. Lågavlönade kvinnor, 18–. Förändringar i egenskaper: –1,0 –0,5 –0,8 –2,7 –0,3 –10,0 –1,1 Förändringar i ersättningen för egenskaper: –4,7 –2,0 –7,7 –2,3 –11,4 –14,0 Den bild som framträder ur tabell 3.1 tyder inte på att förändrad lönespridning, tolkat som förändrad ersättning för olika egenskaper, sammantaget varit den viktigaste drivkraften bakom ökade relativa kvinnolöner i . Tvärtom så dominerar kvinnors förbättrade egenskaper för varje enskild delperiod i termer av bidrag till höjda relativa kvinnolöner. Den enskilt viktigaste kompo- nenten är förändringar av icke observerade egenskaper. Bilden av lönespridningens betydelse förändras något om vi studerar speciella kvinnogrupper. Om vi t.ex. enbart ser till lågav- lönade kvinnor så blir förändringar i lönespridningen mer betydelse- fulla. I tabell 3.2 presenteras en dekomponering av relativlönen för kvinnor som tjänar mindre än kvinnornas medianlön, dvs. de lägst betalda kvinnorna. Dessa kvinnor jämförs med alla män oavsett lön. Minskad lönespridning bidrar framförallt mycket kraftigt till förbättrade relativlöner för lågavlönade kvinnor under den första delperioden, både vad gäller ersättningen för utbildning och arbets- livserfarenhet samt ersättningen för ej observerade egenskaper. För denna grupp var minskad avkastning på utbildning och erfarenhet mer betydelsefulla än för kvinnor i allmänhet. Förändringar i branschlö- nespridning verkar dock systematiskt mot även lågavlönade kvinnor. För denna speciella grupp kan det statistiska problemet med att vissa kvinnor väljer förvärvsarbete och andra väljer att hushållsarbeta vara allvarligare än i de övriga beräkningarna. Om det ökade arbets- kraftsdeltagandet i stor utsträckning bestod i att lågkvalificerade kvi nnor trädde in på arbetsmarknaden så kan detta vara speciellt betydelsefullt i denna analys. Resultaten tyder dock på att detta inte är hela sanningen. Vi kan notera att effekten av förändrade utbildnings- och erfarenhetsvariabler är att de minskar löneskillnaderna mellan män och kvinnor över tiden. Detta ger inget starkt stöd för tanken att de nytillträdande kvinnorna var ovanligt lågkvalificerade, åtminstone inte i termer av utbildning och erfaren- het, och kanske inte heller i termer av icke observerade variabler.