sou · GLB3136d2 · 1998-01-01 00:00:00 — Om arbetsgivaren väljer att inte anställa kvinnor till kvalificerade positioner blir resultatet en könssegregerad arbetsplats. 12Läsaren hänvisas istället till det kapitel i denna volym där vi utför en analys av Både humankapitalteorin och segregeringsansatsen har testats i otaliga studier av löneskillnader mellan män och kvinnor såväl i som utomlands. Dock har förklaringsansatsernas betydelse prövats i betydligt mindre utsträckning på det specifika problem som fokuseras i denna studie, nämligen mäns och kvinnors risker för låg lön. Analyserna i de följande avsnitten har framför allt två syften. För det första söker vi besvara frågan varför kvinnor löper större risker än män att återfinnas i låglönegruppen. För det andra studerar vi om riskerna för låg lön kan hänföras till samma faktorer för båda könen. I analyserna av dessa frågeställningar utförs dels jämförelser , dels separata analyser med viss information som enbart finns tillgänglig . 12.7Varför löper kvinnor större risker än män att vara lågavlönade? I analyserna nedan definieras återigen de lågavlönade som de individer som ingår i den femtedel av det totala antalet anställda som tjänar minst. Analyserna av individernas risker för låg lön utförs med hjälp av så kallade logistiska regressioner. Logistisk regression är en statistisk analysteknik som är lämplig att använda när det tillstånd man vill analysera är tudelat, vilket gäller för variabeln lågavlönad i denna studie. Multivariata logistiska regressioner är tillämpliga då man vill ha möjligheter att studera och ta hänsyn till ett flertal bakgrundsfaktorers inverkan på det problem man analyserar. I analyserna i tabellerna 12.7 och 12.8 presenteras resultaten som oddskvoter, vilka i regel representerar olika gruppers avvikelser från en given referensgrupp vad gäller risken att vara lågavlönad. Referenskategorin har alltid värdet 1, vilket innebär att en kategori som har en oddskvot över 1 har en överrisk jämfört med individerna i referenskategorin. På motsvarande sätt indikerar en oddskvot under 1 att den undersökta kategorin har lägre risk att vara lågavlönad i jämförelse med referensgruppen. I tabellerna utgör män referenskate- gorin, vilket innebär att de värden som redovisas representerar kvinnors överrisker att återfinnas i kategorin lågavlönade. Analyserna i tabell 12.7 följer de teoretiska förklaringar till könslöneskillnader som presenterats tidigare i detta kapitel. Modell A utgör en referenspunkt för övriga analysmodeller och inkluderar könslönediskriminering på den svenska arbetsmarknaden. 13 För en detaljerad beskrivning av logistisk regression, se Aldrich och (1984). För en något enklare och mer pedagogisk beskrivning av metoden, se och (1994). De lågavlönade på arbetsmarknaden endast individens kön som förklaringsfaktor till låg lön. I den andra modellen (modell B) inkluderas förutom kön även individens kvalifikationer eller humankapital. Syftet med denna modell är att analysera i vilken utsträckning kvinnors överrisker för låg lön hänger ihop med könsskillnader i individuella produktivitetsrelaterade egenskaper. Resultatet av de statistiska beräkningarna i denna modell representerar den överrisk som skulle gälla för kvinnor vid en situation där kvinnor och män hade liknande individuella kvalifika- tioner (mätta som konventionella humankapitalvariabler). I den tredje modellen (modell C) inkluderas även individens familjesituation i analysen. I modellen åskådliggörs relativa låglönerisker för kvinnor i förhållande till män som har en liknande familjesituation. Syftet med den sista modellen (modell D) är att undersöka vilken betydelse sorteringen av män och kvinnor till arbeten som ställer skilda kvalifikationskrav har för kvinnors överrisker för låg lön. Tabell 12.7 Relativa risker för låg lön 1968 och 1991. Betydelsen för könsskillnaderna av humankapital, familjesituation samt a r- betets utbildningskrav Modell A (se not a) 4,46** 3,11** Modell B (se not b) 3,75** 3,58** Modell C (se not c) 4,14** 3,63** Modell D (se not d) 4,30** 3,72** ** Sannolikheten är större än 0,99 för att koefficienten är skild från 1. aI modell A redovisas enbart könseffekten. Män utgör referenskategorin vilket innebär att deras risk är satt till 1. bI modell B redovisas könseffekten med konstanthållning för individens humankapital definierat som arbetslivserfarenhet, arbetslivserfarenhet i kvadrat, anställningstid hos nuvarande arbetsgivare samt antal år i formell utbildning. Kvadrattermen av arbetslivserfa- renhet inkluderas för att fånga den avtagande effekten av arbetslivserfarenhet, det vill säga att varje ytterligare år i arbetslivet är värt successivt mindre i termer av lön. cI modell C redovisas könseffekten med konstanthållning för humankapital och familjesitua- tion definierad som civilstånd och antal hemmavarande barn. dI modell D redovisas könseffekten med konstanthållning för humankapital, familje- situation samt utbildningskrav i arbetet. Som framgår av modell A i tabell 12.7 har kvinnor kraftiga överrisker att vara lågavlönade vid båda mättillfällena. Könsskillnaderna är dock mindre 1991 än 1968. Av modell B framgår att humankapitalvariab- 14 Kvalifikationskrav mäts som det antal år i utbildning utöver folk- och grundskola som arbetet kräver. lernas inflytande på kvinnors överrisker skiljer sig åt . Vid det första mättillfället sjunker i modell B kvinnors överrisker att ingå i låglönegruppen på det sätt som humankapitalteo- rin förutsäger. Minskningen är inte särskilt markant, men tyder ändå på att en del av de observerade könsskillnaderna 1968 berodde på att kvinnor hade sämre kvalifikationer än män. gäller det omvända förhållandet i så måtto att kvinnors relativa risker att ingå i låglönekategorin ökar något när individuella kvalifikationer tagits i beaktande. Resultaten från de övriga analyserade modellerna (C och D) tyder på att kvinnors överrisker att ingå i låglönegruppen varken kan förklaras med ett större familjeansvar eller med att kvinnor innehar mindre kvalificerade positioner (i termer av utbildningskrav) på arbetsmarknaden. Sammantaget tyder de resultat som presenteras i tabell 12.7 på att de faktorer som analyserats knappast har något större inflytande på kvinnors överrisker att ingå i låglönegruppen. I den jämförelse som presenteras i tabell 12.7 har ett relativt litet antal indikatorer fått representera de teoretiska ansatser som skisserats ovan. Data från Levnadsnivåunder- sökningen 1991 omfattar emellertid ytterligare variabler av relevans för analyser av risker för låg lön. Detta gäller arbetenas kvalifika- tionskrav samt olika aspekter av könssegregering vad gäller yrken och arbetsplatser. De variabler som ingår i analyserna i tabell 12.8 som inte finns datamaterial är för det första en indikator på hur det tar för den anställde att lära sig att utföra sina arbetsupp- gifter på ett tillfredsställande sätt och för det andra en indikator på andelen kvinnor i den anställdes yrke. De lågavlönade på arbetsmarknaden Tabell 12.8 Relativa risker för låg lön 1991. Betydelsen för könsskilln a- derna av humankapital, familjesituation, arbetets kvalifik a- tionsskrav samt segregeringen på arbetsmarknaden Kön (kvinna) 3,28** 3,29** 1,97** arbetslivserfarenhet, antal år (se not a) 0,86** 0,86** antal anställningsår hos nuvarande arbetsgivare 0,94** 0,94** 0,86** 0,86** ensamstående (referenskategori) Kvalifikationskrav i arbetet: upplärningstid ²4 veckor (referenskategori) 0,47** 0,51** utbildningskrav, antal år 0,72** 0,71** Segregering på arbetsmarknaden: andel kvinnor i yrket 2,87** Antal individer (se not b) ** Sannolikheten är större än 0,99 för att koefficienten är skild från 1. aI samtliga modeller utom den första konstanthålls även för arbetslivserfarenhet i kvadrat. bAntalet studerade individer är lägre i denna tabell jämfört med i tabell 12.7 till följd av att uppgifterna om andel kvinnor i yrket enbart finns tillgängliga för ett något mindre urval. I modell A i tabell 12.8 ingår endast individens kön som förklarings- faktor till låg lön. Denna modell utgör återigen en referenspunkt för den fortsatta analysen. I modell B inkluderas även individuella kvalifikationer, familjesituation samt arbetets kvalifikationskrav. Som framgår av tabellen reduceras inte kvinnors överrisker mellan modell A och modell B. Detta tyder på att könsskillnaderna i riskerna för låg lön 1991 inte kan förklaras utifrån att män och kvinnor är allokerade till arbeten med olikartade kvalifikationskrav. I modell C i tabell 12.8 analyseras hur könsfördelningen i de anställdas yrken inverkar på risken för låg lön. Resultaten visar att de anställdas risker för låg lön ökar med ökad andel kvinnor i yrket och att könssegregeringen tycks vara en starkt bidragande orsak till varför kvinnor i betydligt större utsträckning än män är lågavlönade. Ana- lysen ger vid handen att om kvinnor och män med liknande humanka- pital, familjesituation och kvalifikationskrav i arbetet var anställda i yrken med liknande könsfördelning, skulle kvinnors överrisker för låg lön sjunka avsevärt (från 3,29 till 1,97). Det är värt att notera att en analys av könssegregeringens effekter då andelen kvinnor på de anställdas arbetsplatser studerats istället för andelen kvinnor i yrket i huvudsak återskapar resultaten i modell C. Analyser av riskerna för att vara lågavlönad 1968 respektive 1991 har även utförts med det absoluta kriteriet på låg lön som utgångs- punkt (resultat ej presenterade här). Vad gäller 1968 reproduceras de resultat som presenterades i tabell 12.7 eftersom de kategorier som är lågavlönade enligt den absoluta och den relativa definitionen i stort sett sammanfaller . 1991 är däremot de lågavlönade som urskiljs enligt det absoluta kriteriet betydligt färre än de som urskiljs enligt det relativa kriteriet. Vid en analys av kvinnors överrisker för att vara lågavlönade i absoluta termer 1991 framträder en bild som delvis avviker från den som redovisas i tabellerna 12.7 och 12.8. För det första är könsskillnaderna i risken för låg lön över lag mindre då en absolut definition på låglönebegreppet tillämpas. För det andra förklarar individens kvalifikationer, familjesituation samt jobbkrav relativt lite av kvinnors överrisker även i denna analys. Slutligen kan vi konstatera att könsskillnaderna reduceras kraftigt och är statistiskt säkerställda när hänsyn tas till könssegregeringen på arbetsmarknaden i termer av andel kvinnor i yrket. Således verkar skillnaderna mellan män och kvinnor i det allra lägsta skiktet 1991 kunna hänföras till att arbetsmarknaden är könssegregerad. 12.8Kan riskerna för låg lön hänföras till samma faktorer för män och kvinnor? Utgångspunkten för de analyser som redovisats har varit att risken för låg lön påverkas av samma faktorer för män och kvinnor. I de närmast följande analyserna studeras istället huruvida individuella kvalifikationer, familjesituation, jobbets kvalifikationskrav samt andelen kvinnor i yrket har olika innebörd för kvinnors respektive för mäns låglönerisker. I de fall data finns tillgängliga, jämförs resultaten . I övrigt genomförs analyserna endast . 15 I tabell 12.8 redovisas även hur de olika studerade faktorerna inverkar var för sig på låglöneriskerna för samtliga anställda 1991. Som framgår ligger effekterna av humankapitalvariablerna helt i linje med vad man kan förvänta sig utifrån humanka- pitalteorin i så måtto att högre individuella kvalifikationer sänker riskerna för låg lön. De anställdas familjesituation tycks dock vara orelaterad till riskerna för låg lön. Vidare tenderar höga kvalifikationskrav i arbetet att leda till lägre risker för att vara lågavlönad. De lågavlönade på arbetsmarknaden I tabell 12.9 redovisas effekterna av de olika förklaringsfaktorerna i fyra modellkategorier. I den första kategorin studeras huruvida individuella kvalifikationer inverkar olika på kvinnors och mäns låglönerisker. Ett värde som är större än ett tyder på att kvinnor har sämre belöningar för en viss egenskap än vad män har. Som framgår av tabellen är de riskreducerande effekterna av arbetslivserfarenhet mindre för kvinnor än för män både 1968 och 1991 (modell A1). Detta resultat ligger i linje med resultat från studier av könslöneskill- nader som tyder på att kvinnor tenderar att få mindre löneökningar än män för varje ytterligare år i arbetslivet (le Grand, 1994; och , 1994). Män tenderar vid båda mättillfällena också att få relativt sett större belöningar för en relativt lång anställningstid hos nuvaran- de arbetsgivare (modell A2). Sålunda tycks de ekonomiska belöning- arna för de individuella kvalifikationer som utvecklas genom del- tagande i arbetslivet (och som mäts som arbetslivserfarenhet och anställningstid hos nuvarande arbetsgivare) vara större för män än för kvinnor. Däremot förefaller kvinnornas ekonomiska belöningar för formell utbildning såväl 1968 som 1991 vara större än männens (modell A3). Resultaten vad beträffar anställningstid och utbildningslängd är dock något förvånande. För det första finns det studier i vilka man funnit antingen att kvinnor och män har liknande löneavkastning av anställningstid (le Grand, 1991) eller att kvinnor snarare blir mer belönade än män för lång anställningstid hos en och samma arbetsgi- vare (, 1998). För det andra har det i forskning visats att kvinnor tenderar att få sämre löneavkastning än män av utbildning (, 1998; m. fl., 1988; le Grand, 1994; Rosenfeld och Kalleberg, 1990; Treiman och , 1983). Dock bör man komma ihåg att analyserna i detta kapitel avser mäns och kvinnors risker för låg lön specifikt och inte könslöneskillnader i stort. Uppenbarligen är de ekonomiska belöningarna för anställningstid och utbildningslängd relaterade till kön på olika sätt i olika skikt av lönefördelningen. I modellkategori B i tabell 12.9 analyseras effekterna på låg lön av familjesituation för anställda män respektive kvinnor. I den första modellen (modell B1) utgörs referenskategorin av ensamstående män. Gifta eller sammanboende män har som synes både 1968 och 1991 betydligt lägre låglönerisker än ensamstående män. Skillnaden är betydligt större vid det första undersökningstillfället än vid det andra. För kvinnor är civilstånd av mindre vikt än för män både 1968 och 1991.16 Detta resultat överensstämmer med resultat från både svenska 16 En kompletterande analys (resultat ej redovisade här) tyder på att skillnaden mellan ensamstående kvinnor och gifta/sammanboende kvinnor inte är statistiskt säkerställd vid det andra undersökningstillfället. och utländska studier som visat att män, men inte kvinnor, tenderar att ha högre lön om de är gifta eller sammanboende (m. fl., 1988; le Grand, 1991; 1994; , 1997; Rosenfeld och Kalleberg, 1990). Analysen i modell B2 tyder på att även förekoms- ten av barn i hushållet har större betydelse för männens än för kvinnornas låglönerisker. För män innebär ansvaret för barn såväl 1968 som 1991 lägre risker att återfinnas bland de lågavlönade. Effekten är emellertid svagare 1991 än 1968. Kvinnor som har barn har lägre låglönerisker än kvinnor utan barn 1968, men en sådan skillnad kan inte beläggas statistiskt för . I modellkategori C i tabell 12.9 studeras effekterna på låg lön av arbetets kvalifikationskrav. Det finns svensk forskning om könslö- neskillnader som tyder på att män har mer att vinna i termer av lön på att deras jobb ställer relativt höga krav på utbildning och upplär- ningstid (le Grand, 1994). Vad gäller hur mäns respektive kvinnors risker för låg lön påverkas av arbetets kvalifikationskrav framkommer i tabell 12.9 att de ekonomiska belöningarna för utbildningskraven i jobbet både 1968 och 1991 är något större för kvinnor än för män (modell C1). Däremot framgår av modell C2 i tabell 12.9 att män belönas mer än kvinnor för relativt lång upplärningstid i arbetet. Män vars arbeten kräver en längre upplärningstid har endast en fjärdedel så stor risk att vara lågavlönade som män vars arbeten kräver en kortare upplärningstid. Kvinnor som har relativt lång upplärningstid i sina arbeten har däremot i stort sett lika höga risker som män i arbeten med kort upplärningstid, vilket tyder på att kvinnor har mindre att vinna på att ha ett arbete som kräver relativt lång upplär- ningstid. Sålunda tycks män kunna dra större fördelar av de meriter de förvärvar inom ramarna för sina arbeten medan kvinnor blir jämförelsevis mer belönade för formella meriter som de tillägnat sig utanför arbetsmarknaden, det vill säga i utbildningssystemet. De lågavlönade på arbetsmarknaden Tabell 12.9 Könsspecifika förklaringar till risker för låg lön 1968 samt 1991 (se not a) Modell A1–A3: 1,04** 1,03** 1,09** 1,05** kvinna*antal utbildningsår 0,86** 0,88** Modell B1–B2: ensamstående män (ref.) gifta eller sammanboende män 0,20** 0,60** 2,50** 2,56** gifta eller sammanboende kvinnor 1,62** 2,76** män utan barn (ref.) 0,35** 0,72** 3,40** 3,26** 2,05** 3,13** Modell C1–C2: kvinna*utbildningskrav i arbetet 0,77** 0,86* C2 män m. kort upplärningstid (²4 veckor) (ref.) män m. lång upplärningstid (> ) 0,24** kvinnor m. kort upplärningstid (² ) 2,02** kvinnor m. lång upplärningstid (> ) kvinna*andel kvinnor i yrket 0,43* *Sannolikheten är större än 0,95 för att koefficienten är skild från 1. **Sannolikheten är större än 0,99 för att koefficienten är skild från 1. aI samtliga modeller konstanthålls för kön samt humankapital definierat som arbetslivserfa- renhet, arbetslivserfarenhet i kvadrat, anställningstid hos nuvarande arbetsgivare och antal år i formell utbildning. Analysen i modell D i tabell 12.9 tyder slutligen på att kvinnor jämfört med män löper mindre risker att ha låg lön om det finns relativt många kvinnor i yrket. Kompletterande analyser där män och kvinnor studerats separat (resultat ej redovisade här) visar att låglönerisken ökar med ökad andel kvinnor i yrket för såväl kvinnor som män, men att män förlorar mer än kvinnor på att arbeta i kvinnodominerade yrken. Det finns även andra svenska studier som pekar i riktning mot att män förlorar relativt sett mer än kvinnor på att arbeta i yrken där andelen kvinnor är hög. Detta kan i sin tur vara en av orsakerna till varför könssegregeringen kvarstår på den svenska arbetsmarknaden (se , 1993). 12.9 Anställdas sektorstillhörighet och låg lön Den markanta förändring av kvinnors arbetslivsdeltagande som inträffat under sammanfaller med en kraftig utbyggnad av den offentliga sektorn. En stor andel av de kvinnor som inlett ett yrkesaktivt liv har funnit en anställning i den offentliga sektorn. Detta har medfört att en betydligt större andel av de kvinnliga arbetstagarna arbetar inom offentlig sektor 1991 än 1968. Som tidigare forskning visat har relationen mellan lönerna i privat och offentlig sektor förändrats . Vid det första mättillfället var genomsnittslönerna ungefär desamma i privat och offentlig sektor medan lönerna var klart högre i den privata sektorn vid det andra undersökningstillfället (le Grand 1994). Det tycks i synnerhet vara män i privat sektor som har förbättrat sin relativa löneposition . Tabell 12.10 Relativa risker för låg lön 1968 och 1991 för män och kvinnor. Separata analyser för offentlig och privat sektor Modell A (se not a) Modell B (se not a) Modell C (se not b) Män (ref.) 2,48** 5,06** 1,76** 4,95** 2,54** ** Sannolikheten är större än 0,99 för att koefficienten är skild från 1. aI modell A och modell B redovisas könseffekten med konstanthållning för humankapital definierat som arbetslivserfarenhet, arbetslivserfarenhet i kvadrat, anställningstid hos nuvarande arbetsgivare samt antal år i formell utbildning. bI modell C redovisas könseffekten med konstanthållning för humankapital samt andel kvinnor i yrket. Analyserna i detta avsnitt har två syften. För det första studerar vi könsskillnader i låglönerisker inom den privata respektive den offentliga sektorn. För det andra analyserar vi huruvida sektorsskill- nader i lön har samma innebörd för män och kvinnor. I samtliga analyser konstanthålls för individens humankapital. Resultaten redo- visas i tabellerna 12.10 och 12.11. Som framgår av tabell 12.10 (modell A och modell B) är kvinnors överrisker att återfinnas bland de lågavlönade tydliga både i offentlig De lågavlönade på arbetsmarknaden och privat sektor 1968 och 1991. Dock är könsskillnaderna större inom den privata sektorn vid båda undersökningstillfällena. Inom den offentliga sektorn tycks könsskillnaderna i låglönerisker minska något . I den privata sektorn sker däremot ingen märkbar förändring av kvinnors överrisker. När andelen kvinnor i yrket introduceras i analysen (modell C) framgår att könsskillnaderna inom den offentliga sektorn kan förklaras av den könssegregerade yrkesstrukturen. Könsskillnaderna i den offentliga sektorn tycks således bero på de relativt låga lönenivåerna för kvinnodominerade yrken i denna sektor. I den privata sektorn reduceras kvinnors överrisker mycket kraftigt när andel kvinnor i yrket beaktas. Dock är kvinnors överrisk för låg lön relativt stark även i modell C, vilket tyder på att kvinnors större låglönerisker i den privata sektorn endast till viss del är kopplade till yrkenas könssam- mansättning. I en andra jämförelse studeras effekterna av sektorstillhörigheten på låglöneriskerna separat för män och kvinnor. Enligt resultaten i tabell 12.11 (modell A) är sektorseffekten obefintlig för män 1968. När kvinnor i offentlig sektor jämförs med kvinnor i privat sektor 1968 visar det sig däremot att offentlig anställning är behäftad med betydligt lägre risker för låg lön. gäller istället att sektorsef- fekten är stark för män och så gott som obefintlig för kvinnor (modell B). Männens risker att återfinnas bland de lågavlönade är avsevärt mindre om de är anställda i privat sektor medan kvinnors låglöneris- ker är i stort sett oberoende av sektor. När andelen kvinnor i yrket introduceras i analysen (modell C) reduceras sektorseffekten något för män medan den förstärks för kvinnor. Det sistnämnda resultatet tyder på att kvinnors låglönerisker är något mindre i den offentliga sektorn än i den privata när hänsyn tagits till det faktum att många yrken i den offentliga sektorn är kvinnodominerade. Tabell 12.11 Relativa risker för låg lön 1968 och 1991 för privat och offentligt anställda. Separata analyser för män och kvinnor Modell A (se not a) Modell B (se not a) Modell C (se not b) Privat (ref.) 0,42** 2,53** 2,08** 0,68** ** Sannolikheten är större än 0,99 för att koefficienten är skild från 1. aI modell A och modell B redovisas sektorseffekten med konstanthållning för humankapital definierat som arbetslivserfarenhet, arbetslivserfarenhet i kvadrat, anställningstid hos nuvarande arbetsgivare samt antal år i formell utbildning. bI modell C redovisas sektorseffekten med konstanthållning för humankapital samt andel kvinnor i yrket. Sammantaget tyder analyserna i detta avsnitt på att könsskillnaderna är större i den privata sektorn både 1968 och 1991. Sektorstillhörig- hetens betydelse för manliga och kvinnliga anställdas belöningar har dock förändrats . Kännetecknande för den privata sektorn 1991 är en mycket fördelaktig lönesituation för män samt relativt stora könsskillnader i riskerna för låg lön. Dessa resultat ligger också i linje med svensk forskning som funnit att män i privat sektor tjänar mer än män i offentlig sektor medan kvinnor i offentlig sektor tjänar mer än kvinnor i privat sektor (le Grand 1991). har antalet studier om löneskillnader mellan män och kvinnor vuxit kraftigt. Dessa studier har bidragit till att vi vet relativt mycket om könslöneskillnaderna generellt samt om hur könslönega- pet förändrats under . Syftet med detta kapitel har varit att studera lågavlönade män och kvinnor på den svenska arbetsmarknaden . Många av våra resultat följer de mönster som gäller för löneskillnaderna generellt mellan män och kvinnor. Könsskillnaderna i riskerna att vara låg- avlönad är stora, men minskar . Kvinnors överrisker kan varken hänföras till individernas humanka- pital eller familjesituation.