sou · GLB3136d1 · 1998-01-01 00:00:00 — Först presenteras genomsnittliga värden på egenskaper hos den anställde och dennes arbete uppdelat efter om yrket är mansdominerat, blandat eller kvinnodominerat. Syftet med detta är att belysa relevansen av de hypoteser som anger att arbetsvillkoren i kvinnodominerade yrken passar väl in på de krav som ansvaret för hem och hushåll ställer (hypoteserna 1a och 3a). Därefter följer en serie av tvärsnittsanalyser av lön där skattade regressionskoefficienter för procent kvinnor i yrket redovisas. Syftet är att utröna om och hur denna koefficient förändras då grupper av kontrollvariabler successivt införs i modellen, enligt den variabelgruppering som beskrivits ovan. Vi antar att det totala sambandet mellan andel kvinnor i yrket (PK) och lönenivå beror på skillnader mellan anställda i kvinno- och mansdominerade yrken vad gäller sex komponenter: (i) humankapital, (ii) familjeansvar, (iii) arbetsvillkor, arbetstider m.m., (iv) krav på kvalifikation och ansvar i arbetet, inklusive klassposition och branschtillhörighet, (v) värderingsmässig diskrimi- nering av kvinnodominerade yrken samt (vi) systematiska mätfel och saknade förklaringsvariabler, där det senare medför att vi underskattar 4 Variabeln är mätt som ln (antal underställda adderat med 1). Orsaken till att vi adderar med ett är att logaritmen av noll inte är möjlig. Genom att addera variabeln med ett kommer anställda utan underställda att få värdet noll på den logaritmerade variabeln, eftersom ln(1) = 0. Kön, lön och yrke betydelsen av de fyra första komponenternas inflytande och över- skattar betydelsen av den värderingsmässiga diskrimineringen. För det tredje testas hypoteserna 5 och 7 genom att till en lönemo- dell med humankapitalindikatorer införa multiplikativa termer som mäter interaktionseffekter (i) mellan PK och utbildning, (ii) mellan PK och erfarenhet och (iii) mellan PK och upplärning i arbetet. Genom dessa analyser kan vi få en uppfattning, dels om löneökningen efter utbildning, erfarenhet och intern upplärning är större i manliga än i kvinnliga yrken, dels om startlönerna är högre, lägre eller lika inom kvinnoyrken jämfört med mansyrken. För det fjärde redovisas resultaten av s.k. dekomponeringsanalys av könslönegapet – dvs. skillnaden i genomsnittslön mellan kvinnor och män. Denna löneskillnad har uppdelats i (a) den del som kan förklaras med att kvinnor och män har olika medelvärden på de oberoende variablerna – dvs. att kvinnor tenderar att ha lägre värden på de faktorer som ger högre lön; (b) den del som beror på att koefficienterna på de faktorer som påverkar lönenivån skiljer sig åt mellan kvinnor och män – dvs. att kvinnor får sämre ekonomiskt utbyte av sina resurser. Huvudfrågan i dekomponeringsanalysen är hur mycket av det totala könslönegapet som kan förklaras med att kvinnor och män tenderar att arbeta inom olika yrken. Syftet här är att pröva hypotesen att sambandet mellan yrkets könssamman- sättning och den anställdes lön beror på skillnader i icke observerade faktorer som är stabila – t.ex. skillnader i preferenser för typ av arbete eller icke mätbara skillnader i humankapital mellan kvinnor och män (hypotes 2). Två typer av förändringsekvationer skattas – i den ena modellen antas att intiallönen 1981 påverkar löneförändring- en 1981-1991, medan detta antagande inte görs i den andra modellen (se bilaga 2). Om lönekoefficienten för PK är likartad i båda modellspecifikationerna, står vi enligt min mening på en säkrare grund vad gäller att dra slutsatser om hur PK påverkar lön. Skillnader i individ- och jobbegenskaper mellan kvinno- och mansdominerade yrken Tabell 2.1 visar genomsnittliga variabelvärden uppdelat efter yrkets könssammansättning. Yrkena har uppdelats i tre grupper: mansdomi- nerade yrken (0–kvinnor i yrket), blandade yrken (33–kvinnor) och kvinnodominerade yrken (67–kvinnor). Av tabellen framgår att genomsnittslönen är lägst i de kvinnodominerade yrkena för både kvinnor och män. Vidare tjänar kvinnor som arbetar inom blandade och mansdominerade yrken mer än män som arbetar inom kvinnodominerade yrken. Löneläget är högst i de könsblandade yrkena. Övriga resultat sammanfattas under följande sex rubriker. Män som är verksamma inom kvinnoyrken har i genomsnitt högre utbildning men kortare arbetslivserfarenhet än män inom mansyrken. Kvinnor tenderar att ha kortare arbetslivserfarenhet om de arbetar inom mansdominerade yrken. Både män och kvinnor som har liten arbetslivserfarenhet tenderar alltså att oftare arbeta i ett icke könstypiskt yrke. 5 Det finns två alternativa förklaringar till detta samband: Det kan bero på att oerfarna personer innehar ett irreguljärt jobb i början av sitt arbetsliv, innan de etablerat sig på arbetsmarknaden. de söker efter och kommer senare att få ett mer varaktigt arbete i enlighet med könskonventionerna. En annan tolkning är att resultatet är ett uttryck för en förändring av arbetsmarknaden i riktning mot mindre segregering, dvs. att fler unga män söker sig till kvinnodominerade och fler unga kvinnor till mansdominerade yrken. Vilken av de två tolkningarna som är riktiga kan vi inte här avgöra. Kön, lön och yrke Tabell 2.1 Genomsnittliga variabelvärden uppdelat efter mansdominerade, könsblandade och kvinnodominerade yrken Timlön (kronor) Gift eller sambo (procent) Förskolebarn (procent) Barn 7–(procent) Tonårsbarn (procent) Hushållsarbete (timmar/vecka) Obekväm arbetstid (timmar/vecka) Restid (timmar/vecka) Flexibel arbetstid (procent) Noga med tiderna (procent) Kan gå privata ärenden (procent) Övertid (timmar/vecka) Veckoslutsarbete (timmar/vecka) Ordinarie arbetstid (timmar/vecka) Skiftarbete (procent) Ackord (procent) Fysiska arbetsmiljöproblem (index) –0,47 –0,25 –0,38 –0,15 Autonomi i arbetet (index) Jäktigt arbete (procent) Utarmande arbete (index) Rutinarbete (index) –0,04 –0,28 –0,06 Krav på kvalifikation och ansvar: Antal underställda (log) Utbildningskrav för arbetet (år) Interna upplärningskrav (månader) Internutbildning (veckor) Yrkesklass (procentenheter): Lägre tjänsteman/kontorist Näringsgren (procentenheter): Primära och sekundära industrier Mansdominerade yrken definieras som de med kvinnor; blandade yrken som de med 33–kvinnor, och kvinnodominerade yrken som de med 67–kvinnor i yrket. Enligt hypotes 1a tenderar kvinnor som är verksamma inom mansyr- ken ha mindre familjeplikter än de som arbetar inom kvinnoyrken. Resultaten i tabell 2.1 ger dock inget som helst stöd för ett sådant synsätt. Skillnaden mellan kvinnliga anställda inom mans- och kvinnoyrken vad gäller civilstånd, antal barn och hushållsarbete är över lag marginella. Slutsatsen är att kvinnors ansvar för hushållsar- bete och småbarn inte tycks utgöra en viktig förklaring till yrkesseg- regeringen i . (Glass, 1990, drar samma slutsats för genom att använda andra metoder). Arbetstidernas längd, förläggning och flexibilitet Enligt hypotes 3 är arbetstiderna inom kvinnodominerade yrken utformade så att de är mer förenliga med familjeplikterna. Resultaten här tyder snarare på motsatsen. Det är fler och inte färre kvinnor i kvinnoyrken som arbetar skift, på obekväma tider och . Tvärtemot hypotesen kan vidare anställda i kvinnodominerade yrken mer sällan i stället för oftare gå privatärenden och det är mer noga med att hålla tiderna inom kvinnodominerade yrken. Det motsatta borde vara fallet om kvinnor valt dessa yrken för att de skall gå att kombinera med hushållsarbete och ansvar för barn. I enlighet med hypotesen är dock den ordinarie veckoarbetstiden kortare i kvinno- dominerade yrken och övertidsarbetet är kortare. Dessa skillnader är dock relativt små. Ackordsarbete finns mest inom mansyrken, men även där är det ovanligt (av männen och av kvinnorna inom mansdominerade yrken har någon form av ackordslönesättning). Anställda inom mansdominerade yrken tenderar att ha fler fysiska arbetsmiljöproblem. Vad gäller autonomi, stress samt utarmande respektive varierande jobb, finns inga nämnvärda skillnader. Kompetenskrav, upplärning och auktoritet Det finns inga stora skillnader mellan kvinno- och mansdominerade yrken i fråga om hur många underställda som den anställde har i arbetet (antal underställda är flest inom blandade yrken). De formella kraven på skolutbildning är minst inom kvinnodominerade yrken och högst inom könsblandade yrken. Däremot är, som väntat enligt hypotes 4, den interna upplärning som fordras för jobbet klart kortare inom kvinnodominerade yrken. Vad gäller den mer formella internutbildningen finns emellertid inga skillnader efter yrkets könssammansättning. Sammanfattningsvis är de formella utbildnings- kraven och upplärningen i arbetet mindre i kvinnodominerade yrken, Kön, lön och yrke vilket i enlighet med hypotes 4 är en orsak till löneskillnaderna mellan kvinno- och mansdominerade yrken. Social klass och bransch Mans- och kvinnodominerade yrken är olika fördelade inom den vertikala och horisontella uppdelningen i arbetslivet såsom detta här mäts med social klass och näringsgren. Vad gäller klassposition är anställda inom kvinnodominerade yrken underrepresenterade bland högre tjänstemän och överrepresenterade bland lägre tjänstemän. I fråga om bransch är inte oväntat en stor andel av de som arbetar inom kvinnoyrken sysselsatta inom den offentliga tjänstesektorn, medan de i mycket liten utsträckning arbetar inom varuproducerande verksam- heter. Den preliminära slutsats vi kan dra på basis av tabell 2.1 är att familje- och arbetstidsrelaterade faktorer tycks vara av liten eller ingen betydelse för att förstå mäns och kvinnors olika fördelning mellan yrken. Hypotes 4 – att kvalifikationskraven är mindre inom kvinnodominerade yrken – är emellertid inte oförenlig med dessa resultat. Tabell 2.2 visar koefficienter och t-värden för andel kvinnor i yrket (PK) i olika lönemodeller som skattats separat för kvinnor och män. Variabeln PK är transformerad så att koefficienten visar den skattade löneskillnaden i logaritmiska enheter mellan anställda i yrken kvinnor och i yrken kvinnor.6 Kvinnoyrken och mansyrken är alltså här definierade som yrken kvinnor. I modell A ingår vid sidan av PK, utbildningslängd, erfarenhet, erfarenhet i kvadrat samt anställningstid i företaget, dvs. de konven- indikatorerna på humankapital. Vi ser att koefficienten för PK är –0,147 för kvinnor och –0,125 för män, vilket innebär att lönerna för kvinnor är högre i yrken kvinnor än i yrken kvinnor, medan för män motsvarande löneskillnad är . 7 För en heltidsanställd som tjänar innebär 16 procents löneskillnad . I beaktande av den relativt sammanpressade lönestrukturen i innebär detta en avsevärd skillnad i arbetsinkomst. 6Variabeltransformationen har gjorts genom att multiplicera procent kvinnor i yrket med 0,9. Exponenten av detta värde multiplicerat med 100 ger den procentuella skillnaden mellan yrken och kvinnor. 7e0,147 = 1,158 och e0,125 = 1,133 I modell B konstanthåller vi – vid sidan av de variabler som ingick i modell A – för de sex variabler som är relaterade till familjesitua- tionen. Jämförelse av koefficienterna för PK mellan modell A och B visar relevansen av hypotes 1b. Vi ser dock att koefficienten endast minskar mycket marginellt. Modell C, där även de variabler som fångar upp arbetstidens längd, förläggning och flexibilitet ingår, medför att lönekoefficienten för PK inte är svagare än i modell A. Varken skillnader i familjesituation eller skillnader i arbetstidens längd och förläggning tycks alltså vara av betydelse för att förklara löneskillnaderna mellan anställda i mans- och kvinnodominerade yrken. I modell D ingår även andra mått på arbetsvillkoren som bör vara relevanta enligt teorin om kompenserande löneskillnader. Om koefficienten för PK minskar starkt i modellerna C och D är detta ett stöd för hypotes 3b. Inte heller dessa faktorer påverkar dock löneeffekten av PK speciellt mycket. För kvinnor ökar, snarare än minskar koefficienten. Då vi i modell D tar hänsyn till skillnader mellan kvinno- och mansdominerade yrken i fråga konventionella humankapitalindikatorer, variabler som är relaterade till ansvar för familj och hushåll, för arbetstidens längd och förläggning samt för andra mått på arbetets villkor, är ändå löneskillnaden mellan anställda i mans- och kvinnodominerade yrken för kvinnor och för män. Följaktligen förkastas hypoteserna 1b och 3b. Modell E inkluderar indikatorer på arbetets krav på kvalifikationer och arbetsledaransvar samt på möjligheter till upplärning i arbetet. Som vi sett från tabell 2.1 är vissa av dessa mått relaterade till yrkessegregeringen. Det är därför inte förvånande att löneeffekten av PK minskar jämfört med i modell D. För män är minskningen så mycket som omkring en fjärdedel och för kvinnor cirka en sjättedel. Liksom och (1995) fann för anställda i , är faktorer som är relaterade till arbetets kompetenskrav av relevans för att förstå sambandet mellan yrkets könssammansättning och löneskillnader. Det bör dock observeras att den kvarstående nettoeffekten av PK på lön i modell E är stark och klart statistiskt säkerställd. Då vi slutligen i modell F även konstanthåller för fem yrkesbase- rade klasser och elva branschgrupper minskar inte oväntat löneeffek- ten av yrkets könssammansättning ytterligare. Förklaringen är förstås, som framgått av tabell 2.1, att anställda i kvinnodominerade yrken 8 Koefficienterna i modell B innebär att lönerna för kvinnor ligger högre i mansdominerade yrken (män) än i kvinnodominerade yrken (kvnnor), medan motsvarande skillnad för män är . Kön, lön och yrke oftare är tjänstemän eller arbetare på låg nivå samt tenderar att vara verksamma inom andra näringsgrenar än anställda inom mansdomine- rade yrken. Hypotes 4, att arbeten inom mansyrken fordrar mer kompetens motsägs inte som en delförklaring till sambandet mellan yrkets könssammansättning och lönenivå. Tabell 2.2 Regressionskoefficienter för procent kvinnor i yrket a) med olika kontrollvariabler. Beroende variabel är log(timlön). –0,1465 (8,8) –0,1246 (5,8) B) A + Familjerelaterade variabler –0,1438 (8,6) –0,1182 (5,6) C) B + Arbetstidsrelaterade variabler –0,1498 (9,1) –0,1230 (5,9) D) C + Övriga arbetsvillkor –0,1582 (9,4) –0,1350 (6,3) E) D + Krav på kvalifikation och ansvar m.m. –0,1330 (8,1) –0,0986 (5,0) F) E + Yrkesklass och näringsgren –0,0899 (4,8) –0,0604 (2,9) Absoluta t-värden visas inom parentes. Data är Levnadsnivåundersökningen 1991. Se Tabell 1 och bilaga 2 angående förklaring på de olika modellspecifikationerna. a) Koefficienterna mäter den skattade löneskillnaden i logaritmiska enheter mellan och kvinnor i respondentens yrke. Grovt sett för kvinnor och för män av den löneeffekt av yrkessegregering som framkommer i modell A kan förklaras med de kontrollvariabler som ingår i modell F. Det är dock inte de variabler som fångar upp anställdas ansvar för hem och hushåll, eller arbetstidernas längd, förläggning och flexibilitet som delvis förklarar yrkessegmenteringens effekter på lön. De variabler som har ett förklaringsvärde är i stället indikatorer på den anställdes position inom den hierarkiska ordningen i arbetslivet (klass, arbets- kvalifikation och antal underställda i arbetet) samt den horisontella arbetsdelningen (vilken näringsgren ger uttryck för såsom en indika- torer på ägandeförhållanden, produktionstyp, teknologi samt mark- nadsförhållanden). Som nämnts kan vi genom dessa resultat inte avgöra huruvida skillnader efter position och bransch är uttryck för fördelningsmässig diskriminering eller för skillnader i icke mätbar produktivitet mellan yrkesinnehavarna. Resultatet kan alltså förklaras antingen med att kvinnor utestängs från yrken med kvalificerade arbetsuppgifter och stora möjligheter till upplärning eller, i enlighet med konventionell neoklassisk teori, med att kvinnors ansvar för familjen medför att de väljer yrken med mindre kvalifikationskrav och mindre upplärning. För både kvinnor och män kvarstår dock i modell F en klar och statistiskt säkerställd nettoeffekt av PK på lön. tolkas som en konservativ och nedre gräns för den värderingsmässiga diskrimineringen på den svenska arbetsmarknaden. För kvinnor skattas denna till och för män till . Om de kontrollvariabler som fångar upp klassposition och bransch exklude- ras, blir den värderingsmässiga diskrimineringens betydelse för lönen mycket större – för kvinnor och för män. Oavsett vilken av dessa skattningar vi väljer, är resultaten för annorlunda än de för där löneeffekten av yrkessegregering är starkare för män än för kvinnor (Killingsworth, 1990). Tabell 2.3 visar resultaten från modeller som inför multiplikativa interaktionstermer mellan PK och utbildningsår (modell A); PK och erfarenhet, PK och erfarenhet i kvadrat (modell B); PK och krav på intern upplärning i arbetet (modell C). Dessa interaktionsmodeller avser att studera om de löneökningar som följer med högre utbild- ning, mer erfarenhet respektive mer intern upplärning skiljer sig åt mellan mans- och kvinnodominerade yrken (se resonemangen i samband med formuleringen av hypoteserna 5 och 7 i avsnitt 2.2 samt bilaga 2). Kön, lön och yrke Tabell 2.3 Interaktionseffekter mellan procent kvinnor i yrket och humankapital indikatorer. Beroende variabel är ln (timlön). PK (% kvinnor i yrket) se not a) –,0995* –,1189* –,0834* –,1304* (1,3) (1,4) (2,3) (2,4) (4,0) (4,4) (8,4) (13,2) (13,9) (16,6) (13,8) (16,4) Arbetskraftserfarenhet (år) (9,7) (9,9) (4,4) (6,6) (9,8) (9,6) (Erfarenhet)2/100 –,0259* –,0252* –,0480* –,0252* –,0260* –,0244* (6,8) (6,3) (3,9) (4,4) (6,9) (6,1) Interna upplärningskrav (månader) (6,6) (11,0) (2,7) (11,0) (5,9) (6,6) (2,8) (1,9) (2,7) (1,8) (2,8) (1,8) –,0188* –,0172* (3,4) (2,5) (1,4) (0,3) (PK * Erfarenhet2)/100 (1,9) (0,1) –,0054* (3,7) (2,3) Absoluta t-värden inom parentes. a) Koefficienterna mäter skattade skillnader i logaritmiska enheter mellan och kvinnor i respondentens yrke. * ) p ² 0,05 Figurerna 2.1a–2.1c som konstruerats på basis av koefficienterna i tabell 2.3 illustrerar de totala interaktionseffekterna i dessa tre modeller, separat för kvinnor och män. Resultaten visar för det första att den ekonomiska avkastningen på utbildningslängd är lägre i kvinnodominerade yrken. För det andra finns inga statistiskt säkerställda interaktionseffekter mellan erfaren- het och PK med avseende på lön. Begynnelselönerna är emellertid högre för anställda i mansdominerade yrken. För det tredje är löneläget högre inom mansdominerade än inom kvinnodominerade yrken både i arbeten med små och med stora krav på intern upplär- ning i arbetet. Slutsatsen av tabell 2.3 och figurerna 2.1a–2.1c är att hypotes 5 – som säger att begynnelselönerna är högre men löneökningarna lägre inom kvinnodominerade yrken – förkastas, medan hypotes 7 erhåller 9 Löneskillnaderna på den vertikala axeln i figurerna är summan av b1PK+b2X+b3(PK*X), där PK antar värdena 10 och 90, X är värdet på utbildningsår, erfarenhet + erfarenhet2, respektive krav på intern upplärning, och b i är skattade koefficienter enligt tabell 2.3. Även sett utifrån perspektivet av ett helt yrkesliv, är det alltså förknippat med en ekonomisk nackdel att arbeta inom kvinnodomine- rade yrken. Figur 2.1 Löneeffekter av humankapitalindikatorer, betingade av yrkets könssammansättning – beräknat på basis av tabell 2.3 (se fotnot 9) a) Löneeffekter av utbildningslängd Kön, lön och yrke b) Löneeffekter av interna upplärningskrav c) Löneeffekter av erfarenhet Dekomponering av lönegapet mellan könen Föregående avsnitt syftade till att utröna vad yrkets könssammansätt- ning betyder för anställdas löner. I detta avsnitt är frågan i stället hur mycket av de totala löneskillnaderna mellan kvinnor och män som kan förklaras med yrkessegregering. frågeställningen är med andra ord om kvinnors ekonomiska underläge på arbetsmarknaden bäst kan åtgärdas genom inriktning på den värderingsmässiga diskrimineringen – varför kvinnors yrken är underbetalda – eller om man hellre bör fokusera på andra frågor, såsom kvinnors utestängning från mansdominerade yrken? Tabell 2.4 visar resultatet av en uppdelning av den totala genom- snittliga löneskillnaden mellan kvinnor och män enligt den metod som beskrivs i bilaga 2. Tabellen baseras på de regressionsanalyser som redovisats i tabell 2.2. I kolumnen längst till höger redovisas den procentandel av den totala löneskillnaden på –0,196 som de olika modellerna på respektive rad förklarar. Procentsiffrorna inom parentes anger förklaringsvärdet då PK inte ingår i respektive modell. Syftet med detta är att jämföra modellernas förklaringsvärde om PK ingår eller inte. Tabell 2.4 Dekomponering av lönegapet mellan kvinnor och män (1991) (Modeller där procent kvinnor i yrket är exkluderad som pr e- diktor visas inom parentes) (logaritmiska enheter) –0,196 –0,128 –0,089 (–0,173) (0,023) –0,076 (–0,155) (0,041) –0,063 (–0,139) (0,056) –0,062 (–0,137) (0,059) + Kvalifikation, ansvar m.m. –0,054 (–0,110) (0,085) F. + Yrkesklass och näringsgren –0,062 (–0,088) (0,108) Se Tabell 2.2 och bilagan angående en förklaring av modellspecifikationerna. Lönegapet mäts som skillnad mellan (logaritmerad) genomsnittslön för kvinnor och män. Den oförklarade delen av lönegapet är den genomsnittliga skillnaden i (log) lön för kvinnor och män, standardiserat för könsskillnader i genomsnittsvärde på de oberoende variablerna. Den förklarade delen av lönegapet är de logaritmiska enheter som går att hänföra till könsskillnader i genomsnittsvärde på de oberoende variablerna. % förklarat är procent förklarad andel av lönegapet brutto. Tabellen kan sammanfattas på följande sätt: Då PK utgör den enda prediktorn till lön förklaras så mycket som av könslönega- pet. I modell F, då samtliga kontrollvariabler ingår, är av den totala löneskillnaden förklarad, men om vi tar bort PK i från denna modell är av könslönegapet förklarat. Kön, lön och yrke det att alla dessa kontrollvariabler införts (modell F), kvarstår en oförklarad löneeffekt på –0,062, dvs. en genomsnittlig löneskillnad på . Om PK inte inkluderas i denna modell kvarstår en löneskillnad på . En tolkning av dessa resultat är att om vi gör tankeexperimentet att det inte förekom någon yrkessegrege- ring mellan könen på den svenska arbetsmarknaden, så skulle den genomsnittliga löneskillnaden mellan män och kvinnor sjunka från till . Om vi därefter frågar oss vad som skulle hända om kvinnor och män fördelade sig lika också på alla övriga faktorer i arbetet samt i familjelivet som vi här mäter, så blir slutsatsen, enligt denna analys, att män då i genomsnitt endast skulle tjäna mer än kvinnor. Slutsatsen är att yrkets könssammansättning har stor betydelse för att förstå hur löneskillnader mellan kvinnor och män uppstår i arbetslivet. Om vi accepterar argumentet att yrke är en grov och ateoretisk uppdelning och att idealt sett segregering mellan jobb eller befattningar är den mer relevanta uppdelningen för att mäta segrege- ring, följer att PK underskattar betydelsen av den könsuppdelade arbetsmarknaden (, 1992; , 1995). Våra resultat bör därför tolkas som en lägsta möjliga nivå för de löneskill- nader som könssegregeringen på arbetsmarknaden leder till. Resultaten från tvärsnittsanalyserna tyder på en avsevärd värderings- mässig diskriminering på den svenska arbetsmarknaden. Syftet här är att undersöka relevansen av hypotes 2 – att sambandet mellan PK och lön beror på inverkan av icke observerade, tidsstabila faktorer. Urvalet i dessa panelanalyser är de individer i LNU som var anställda både 1981 och 1991. Dessa personer var 1991 mellan , dvs. den yngsta gruppen av anställda finns inte med i dessa analyser. Eftersom urvalet skiljer sig från det tidigare använda, redovisas först resultaten för tvärsnittsskattningar 1991 enligt modell A i tabell 2.5. Modell B är en obetingad förändringsmodell (unconditional change model) enligt ekvation 10 i bilaga 2, medan modell C är en betingad (conditional) förändringsmodell där (ln) lön ingår som prediktor (ekvation 12 i bilaga 2). De skattningar som redovisas i tabell 2.5 är koefficienten för PK med avseende på (ln) lön .