sou · GLB3136d1 · 1998-01-01 00:00:00 — De tre modellerna har skattats med två olika grupper av kontrollvariabler: I standardmodellerna ingår de konventionella humankapitalvariablerna (enligt modell A i tabell 2.2). De utökade modellerna inkluderar vid sidan om humankapi- talvariablerna, även civilstånd, antal barn, hushållsarbete, antal underställda, deltidsarbete, obekväm arbetstid, restid, flexibelt arbete, noga med tiderna, fysiska arbetsmiljöproblem, ackord, skiftarbete, kan gå ärenden, klassposition och bransch. Koefficienterna i modell A i tabell 2.5 skall jämföras med de i modell A i tabell 2.2. Vi ser att koefficienten i tabell 2.5 är ganska lik den i tabell 2.2 för kvinnor men svagare för män. Tabell 2.5 Löneeffekter av procent kvinnor i yrket: Modeller med paneldata och tvärsnittsdata. Anställda 28–1991 Utökade modeller c) A) Tvärsnitt 1991 –0,1395 –0,0982 –0,0670 –0,0790 (6,4) (3,4) (2,8) (2,7) B) Obetingade förändringsmodellerd) –0,1139 –0,0665 –0,0942 –0,0754 (3,6) (2,1) (2,7) (2,4) C) Betingade förändringsmodeller –0,1146 –0,0600 –0,0952 –0,0574 (4,7) (2,1) (2,1) (3,9) Regressionskoefficienter med absoluta t-värden i parentes. a) Urvalet är begränsat till anställda som var 18–1981 och 28–-1991 och som erhöll lön vid båda tidpunkterna. b)I standardmodellerna inkluderas följande oberoende variabler vid sidan av procent kvinnor i yrket: Utbildningsår, arbetskraftserfarenhet, erfarenhet i kvadrat och anställningsår. c)I de utökade modellerna är följande variabler inkluderade, vid sidan av de som ingår i standardm o- dellerna: Gift/sambo, barn, hushållsarbete, (ln) antal underordnade, deltidsarbete, obekväm arbetstid, restid, flexibla arbetstider, noga med tiderna, fysiska arbetsmiljöproblem, ackord, skiftarbete,kan gå privata ärenden, yrkesklass (4 dummies) och näringsgren (10 dummies). d)Modell B är identisk med modell C med undantag för att (ln) lön 1981 ingår som regressor i modell C. Koefficienterna för PK enligt standardmodellen varierar för kvinnor mellan –0,11 och –0,14 logaritmiska enheter och för män mellan –0,06 och –0,10, beroende på modellspecifikation. För den utökade modellen varierar de skattade koefficienterna för kvinnor mellan –0,07 och –0,10 och för män mellan –0,06 och –0,08 logaritmiska enheter. Sammanfattningsvis är de skattade effekterna starkare för kvinnor än för män. Koefficienterna för de betingade och obetingade modellerna skiljer sig mycket litet åt. Det tycks med andra ord inte spela någon roll i för våra slutsatser om vi antar att löneförändringen beror på den lönenivå den anställde hade 1981 eller inte. För standardmodellerna gäller att koefficienterna är klart svagare i förändringsekvationerna än i tvärsnittsekvationerna. Detta gäller dock inte för de utökade modellerna. För kvinnor är i stället intressant nog koefficienterna starkare i förändringsmodellen än i tvärsnittsmodellen. För män är koefficienten svagast i den betingade förändringsmodellen, medan koefficienterna för modell A och B är Kön, lön och yrke Om anställda i yrken kvinnor jämförs med de som arbetar i yrken kvinnor, varierar löneskillnaden mellan för kvinnor och mellan för män, beroende på hur förändringsmodellerna specificeras. Slutsatsen av tabell 2.5 är att det för både män och kvinnor finns en avsevärd negativ löneeffekt av andel kvinnor i yrket. Då tillräckligt med kontrollvariabler inkluderas (dvs. då den utökade modellen används) är PK-koefficienten i förändringsmodellen inte mindre än i tvärsnittsmodellen, vilket skulle vara fallet om hypotes 2 vore riktig – dvs. att löneskillnader efter yrkets könssammansättning beror på selektionseffekter som tar sig uttryck i att anställda inom kvinnodo- minerade yrken skiljer sig från de i mansdominerade yrken i fråga om vissa varaktiga preferenser eller lägre produktivitet som inte kan mätas. För manliga anställda skulle eventuellt sådana tidsstabila egenskaper kunna förklara en del (ca en tredjedel) av yrkessamman- sättningens effekter, eftersom koefficienten i modell C är klart lägre än i modell A för män. Men med samma resonemang skulle effekten av dessa egenskaper gå åt motsatt håll för kvinnor, eftersom lö- neskillnaderna ökar då vi tar hänsyn till icke mätbara egenskaper hos kvinnor. Då man beaktar de generellt sett små löneskillnader som finns på den svenska arbetsmarknaden (standardavvikelsen i ln(lön) var 1991), implicerar dessa resultat att löneeffekten av yrkets könssammansättning är förvånansvärt stark. Dessa löneskillnader tycks heller inte kunna förklaras med selektionseffekter som tar sig uttryck i att anställda inom kvinnodominerande yrken skiljer sig från anställda inom mansdominerande yrken i fråga om vissa varaktiga preferenser eller lägre icke-observerad produktivitet. Den huvudfråga som detta kapitel har behandlat är varför anställda i kvinnodominerade yrken betalas sämre än de i mansdominerade. Mer specifikt har frågan gällt om sambandet mellan yrkets könssamman- sättning och lönenivå beror på könsdiskriminering i arbetslivet eller om det kan förklaras med andra orsaker. Ur den teoretiska litteraturen på området har jag urskilt följande icke-diskriminerande förklaring: Könsrollssocialisering frambringar skillnader mellan kvinnor och män i fråga om intressen och preferenser. Kvinnor och män tenderar dessutom att utveckla olika slags färdigheter och kompetenser. Dessa könsspecifika preferenser och färdigheter ger upphov till en arbets- delning mellan könen inom familjen och därför tenderar kvinnor och män att välja olika slags arbeten och yrken. Kvinnor vill i allmänhet ha ett arbete som går att kombinera med hennes ansvar för barn och hushåll. De väljer därför arbeten som fordrar mindre ansvar och engagemang och med komfortabla arbetsvillkor såsom mindre övertid, mer flexibla arbetstider, ofta på deltidsbasis. Eftersom kvinnor dessutom förväntar att stanna hemma och inte förvärvsarbeta, tenderar de att inte investera lika mycket som män i upplärning och internutbildning på företaget. De tenderar också att välja arbeten som leder till mindre löneminskningar vid arbets- kraftsavbrott, men som också ger lägre löneökningar efter erfarenhet. De resultat som här presenterats ger inget som helst stöd för att denna berättelse återspeglar verkligheten. Tvärsnittsanalyserna vi- sar att sambandet mellan yrkessegregering och lön inte beror på att anställda inom kvinno- och mansdominerade yrken skiljer sig i fråga om civilstånd, barn, hushållsarbete samt arbetstidernas längd, fördel- ning och flexibilitet. Kvinnoyrkena är alltså inte mer förenliga med hushållsarbete och familjeplikter än vad mansyrkena är. Dessutom visar löneförändringsmodellerna att skillnader mellan anställda i kvinnliga och manliga yrken vad gäller icke mätbara, stabila individegenskaper (t.ex. olika preferenser och färdigheter) inte kan förklara könssegregeringens påverkan på lönen. Dessa hypoteser kan således förkastas vad gäller . Icke desto mindre tyder analyserna på att anställda i mansdominerade yrken i genomsnitt har högre kvalifikationskrav i sina arbeten och att de erhåller mer intern upplärning. Då dessa faktorer inkluderas i modellen minskar lönekoefficienten för procent kvinnor i yrket med omkring en sjättedel för kvinnor och med mer än en fjärdedel för män. Vidare minskar löneeffekten av procent kvinnor i yrket med ytterligare en tredjedel för kvinnor och med nästan en fjärdedel för män då vi tar hänsyn till att kvinno- och mansdominerade yrken är olika fördelade inom den vertikala och horisontella arbetsdelningen i arbetslivet, såsom vi här mäter detta med samhällsklass och närings- gren. Innebörden är att en mindre andel anställda i kvinnodominerade yrken är högre tjänstemän och kvalificerade arbetare samt att en större andel är verksamma inom tjänstesektorn, speciellt med offentlig vård och utbildning. En del av sambandet mellan yrkets könssammansättning och lön kan alltså förklaras med kvalifikationskrav, internutbildning, arbets- ledaransvar, klassposition och bransch. På basis av de data vi har kan vi emellertid inte avgöra huruvida detta i sin tur beror på att anställda i mansyrken innehar mer humankapital eller är mer ambitiösa, eller om det beror på fördelningsmässig diskriminering, dvs. att kvinnor utestängs från många förmånliga befattningar i arbetslivet. Kön, lön och yrke Vilken förklaringen än är till detta resultat, kvarstår dock en löneeffekt av andel kvinnor i yrket som inte kan förklaras med den mängd kontrollvariabler som här använts. Denna nettolöneeffekt – som jag tolkar som en lägsta möjliga nivå för den värderingsmässiga diskrimineringens betydelse för lön – innebär att kvinnor verksamma i yrken män erhåller åtminstone mer lön per timma än kvinnor i yrken kvinnor, medan motsvaran- de skillnad för män är . Om vi undantar betydelsen av social klass och näringsgren för yrkessegregeringen, vilket enligt min mening är rimligt att göra, blir dessa löneskillnader för kvinnor och för män. Resultat som presenterats av (1995) utifrån amerikanska data tyder på att könssegregering som mäts efter yrke avsevärt underskattar den könssegregering som finns efter typ av arbete. De skattningar som här gjorts underskattar därför sannolikt löneeffekten av den verkliga könssegregeringen efter typ av arbete. En ytterligare fråga som jag har försökt belysa är hur stor andel av det totala lönegapet mellan kvinnor och män som beror på yrkesseg- regering. En s.k. lönedekomponering visar att av skillnaden i genomsnittslön mellan kvinnor och män skulle försvinna om yrkessegregering, såsom den här mäts, inte skulle finnas. Resultatet kan alltså tolkas som att utan könssegregering efter yrke skulle den genomsnittliga löneskillnaden mellan kvinnor och män minska från till . Efter konstanthåll- ning för de kontrollvariabler som fångar upp könsskillnader i fråga om humankapital, familjesituation, arbetstider, arbetsmiljö, arbets- krav samt yrkesklass och bransch, kvarstod en oförklarad löneskillnad på mellan kvinnor och män. Om vi då dessutom beaktar yrkets könssammansättning kvarstår 6 procents löneskillnad mellan könen. Den generella slutsats vi kan dra av dessa analyser är att det före- kommer en avsevärd värderingsmässig diskriminering på den svenska arbetsmarknaden vilken yttrar sig i att anställda som är verksamma inom yrken där kvinnor dominerar är underbetalda i jämförelse med anställda inom yrken som domineras av män. Detta förhållande gäller även då vi beaktar skillnader mellan yrkesinnehavare vad gäller produktiv förmåga och arbetsvillkor. Yrkets könssammansättning utgör dessutom en mycket viktig del i förklaringen varför kvinnors genomsnittliga lön är mycket lägre än mäns. De politiska implikationerna av detta är, enligt min mening, föl- jande: För det första är politiska ingrepp i ekonomin befogade i detta sammanhang, eftersom den rådande diskrimineringen också bör innebära ekonomisk ineffektivitet. För det andra bör åtgärder främst vidtas för att höja relativlönerna i kvinnodominerade yrken (vilket bör nödvändiggöra minskade relativlöner inom åtminstone vissa mansdominerade yrken) och först i andra hand för att öka andelen kvinnor i mansdominerade yrken. Orsaken är att många kvinnoyrken är minst lika kvalificerade och ansvarsfyllda som många mansyrken och att problemet ligger i att detta inte är erkänt, åtminstone inte av dem som sätter lönerna. Ett ökat tillträde för kvinnor till ett fåtal manliga elityrken – främst till höga positioner i privat sektor – skulle visserligen troligtvis förbättra företagsledningarnas kultur och prestationer, men det skulle endast förbättra situationen för ett fåtal kvinnliga anställda. För att den stora majoriteten av kvinnor skall få jämställda villkor i arbetslivet är det inte rimligt att fordra att de skall byta till mansdominerade yrken. En mer omfattande uppgradering av kvinnors arbete kan därför, enligt min mening, åstadkommas endast genom att minska den värderingsmässiga diskrimineringen (för en totalt motsatt slutsats vad gäller , se dock och 1995). Detta är inte någon enkel uppgift, eftersom det innebär stora förändringar i lönesystemen – inklusive systemen för arbetsvärdering och klassificering – vilka ofta utgör element i en större helhet av sedvanemässig praxis och trögt föränderliga sociala attityder. (1990) Hierarchies, , Bodies. A Theory of . (1985) Human Capital, Effort and the Sexual Division of Labor, , Vol.3, s. 33–58. (1990) For What Its Worth: Organizations, Occupations, and the Value of Work Done by Women and Nonwhites. Ameri- can , Vol.55, s. (1974) Occupational Segregation, Wages and Profits when Employers Discriminate by Race or Sex. , Vol.1, s. 103–110. Bielby & Baron (1986) Men and Women at Work: Sex Segregation and Statistical Discrimination. 91, s. 759–797. (1993) Humankapital-teorin och utbildning på arbetsplatsernai arbetsplatser – Organisation, personalutveckling, styrning, le Grand C., Szulkin R. ), : SNS. Blau F.D. (1993) Gender and Economic Outcomes: The Role of Wage Structure, Labour, Vol.7, s. 73–92. Blau F.D. & . (1992) The Gender Earnings Gap: Learning from Internatio- nal Comparisons. , Vol.82, s. 533–538. (1997) Organisationer för kvinnor i Ledning för alla , . (red.) 3:e omarbetade upplagan. Kön, lön och yrke (1985) Process in a Competitive Economy: Walrasian, Neo-Hobbesian, and Marxian Models. 75, No. (1987) The Metaphorical Constraints to : Why So Many Economists are Outraged by Comparable Worth. and , Vol. 6, s. 29–46. (1992) Cross-National Variation in Occupational Sex Segregation. , Vol.57, s. 483–502. (1995) Institutions, Social Custom and Efficiency Wage Models: Alternative Approaches. 19, s. 605– 623. Corcoran M., . J., Ponza M. (1984) Work Experience, , and Wages i Sex Segregation in the Workplace, B.F. Reskin (red.). Washing- ton, DC: . & Nynabb J. (1992) Gender wage Differentials and Interrupted Work Careers: Swedish Evidence, Working Paper 1992:17, mics, . (1982) The Failure of Human Capital Theory to Explain Occupational Sex Segregation. 17, s. 358–387. (1984) Wage Appreciation and Depreciation: A Test of Neoclassical Economic Explanations of Occupational Sex Segregation. Social Forces, Vol. 62, s. 726–749. (1992) Comparable Worth: Theories and Evidence. (1986) Households, Employment, and Gender: A Social, Economic and Demographic View. P., ., Stanek Kilbourne B. (1988) Explaining Occupational Sex Segregation and Wages: Findings from a Model with Fixed Effects, , Vol. 53, s. 544–558. (1995) Causal Analysis with . & (1994) Vardagens villkor. (1990) The Impact of Occupational Segregation on Working Conditions, Social Forces, Vol. 68, s. 779–796. Hoem J., Stafford. (1990) Parental Leave Policy and Womens Careers in . (1996) Gender differences in authority attainment, Working Paper, : research. & Steinberg R.J. (1995) Further Evidence on Compensating Differentials and the Gender Gap in Wages, i Gender Inequality at Work, . (red.) & (1995) Trends in Occupational and Industrial Sex Segregation in 56 Countries, 1960–1980 i Gender Inequality at Work, . (red.) (1984) Patterns of Occupational Segregation by Sex in the Labor Market i Sex Discrimination and Equal Opportunity , . och Weitzel R. (red.) , : Gower. (1995) Economic Theories of Occupational Segregation by Sex – Implications for Change over Time. Paper to the the Economics of Gender and the Family, arranged by . (1979) Men and Women of the Corporation. : Basic Books. (1990) The Economics of Comparable Worth. Kalamazoo, MI: . le Grand C. (1991) Explaining the Male-Female Wage Gap: and Solidarity Wage Bargaining in . Acta Sociologica Vol. 34, s. 261–278. le Grand C. (1994) Löneskillnaderna i : Förändring and nuvarande struktur, i Vardagens villkor. Levnadsförhållanden i , . (red.) (1995) Wages and Gender Composition: Why Do Womens ? , Vol.13, s. 426–471. & Ransif M. (1994) On Discrimination and the Decomposition of Wage Differentials. 61, s. 5–21. Parkin F. (1979) Marxism and Class Theory: A Bourgeois Critique. , Becken L.-E. & Snartland V. (1994) Lønnsforskjeller mellom kvinnor og menn i privat sektor, for Samfunnsforskning, No. 2, s. 155–189. (1995) Separate and Unequal: Occupation- Sex Segregation and the Gender Wage Gap. 101, s 329–365. (1987) The Effect of the Proportion of Women on Salaries: The Case of College Administrators. Administrative Science Quar- terly, Vol.32, s. 1–24. (1985) Analysing Change: Measurement and . Chichester, : . Polachek S. W. (1987) Occupational Segregation and the Gender Wage Gap. and , Vol. 6, s. 47–67. (1993) Sex Segregation in the Workplace, , Vol. 19, s. 241–270. & Kalleberg A.L. (1990) A Cross-national Comparison of the Gender Gap in Income. 96, s. 69–106. & Fagan C. (1994) Wage Determination and Sex Segregation in Employment in Community. Network of Experts on the Situation of Women in the Labour Market. Social Europe, Supplement 4, 1994. Luxem- burg: Office for Official Publication of Communities. SCB () (1991) Folk- och Bostadsräkningen 1990 . (1990) The Labor Market as a , [The , ], : . Kön, lön och yrke (1990) The Crowding Hypothesis and Comparable Worth Issue: A Survey and New Results. 25, s. 55–89. (1981) Women, Work, and Wages: Equal Pay for of Equal Value. , DC: . (1993) Labor Process Inequality and the Gender and Race Composition of . Research in Social Stratification and Mobility , Vol. 12, s. 215–247. (1995) Sex Composition and Gendered Earnings Inequality – A Comparison of and Occupational Models i J.A. (red.) Gender Inequality at Work, : . (1922/1983–1987) Ekonomi and samhälle . & Birkelund G.E. (1995) The Gender Gap in Workplace Authority: A Cross-National Study. 60, s. 407–435. (1975) The Determinants of Occupational Segregation i C. (red.) Women in the Labor Market. Bilaga 1: Variabeldefinitioner (Logaritmen av) lön före skatt. flesta anställda inte erhåller timlön, har andra slags löneformer – såsom lön , vecka och per dag, bonus, ackord, övertidsersättning och obekväm arbetstid – omräknats till lön . Procent kvinnor i respondentens yrke baserat på uppgifter om könsfördelning av yrke på 3-siffernivå från Folk- och bostadsräkningen 1990 och 1980 Antal år i skolutbildning. De som har mindre än 6 års utbildning har kodats = . De med har kodats = . Antal år i arbetskraften. En kvadratterm av erfarenhet har också använts i analyserna för att ta hänsyn till Antal anställningsår hos nuvarande arbetsgivare. = Gift eller sammanboende. = Har hemmavarande barn 0–. Barn 7–12 år = Har hemmavarande barn 7–. = Har hemmavarande barn 13–. Antal hemmavarande barn . Antal timmar hushållsarbete (matlagning, diskning, tvätt, klädvård, städning och handlande). Antal timmar med arbete tidig morgon, kvällar och nätter. Total restid till och från arbetet . = svar ja på frågan Har du någon typ av flexibel arbetstid, dvs. kan du inom vissa gränser själv bestämma när du börjar och slutar arbetet? = svar ja på frågan Är det noga med tiderna på din = svar ja på frågan Om du skulle behöva gå ett privatärende, kan du lämna arbetsplatsen ungefär en halvtimme utan att säga till överordnade? 0 = Övriga. Antal timmar övertidsarbete . Antal arbetstimmar ordinarie arbetstid. = arbetar huvudsakligen ej , dvs. natt- eller morgontid och/eller har skiftarbete. = anställd på deltid. = Någon del av lönen baseras på ackord. Ett additativt, standardiserat index som mäter utsatthet för (a) gas, damm eller rök (b) kraftiga skakningar eller vibrationer (c) buller (d) giftiga ämnen, frätande syror eller explosiva ämnen, (e) måste lyfta för att klara av arbetet, (f) tvingas till krokiga eller vridna arbetsställningar, (g) blir svettig av kroppsan- Ett additativt index baserat på två frågor: I vilken grad har du inflytande över (a) vilka arbetsuppgifter du skall utföra? (b) på vilket sätt du skall utföra arbetsuppgifterna? = ja på frågan Är ditt arbete jäktigt? Ett additativt index som mäter (a) har inte nytta i det dagliga arbetet av vad jag lärt mig under utbildning eller i tidigare arbeten; (b) lär inte nya saker i arbetet. Kön, lön och yrke Ett additativt index som mäter enformigt arbete samt om respondenten själv inte kan bestämma sin (Logaritmen av) antal personer (+1) underställda i arbetet (se not 4). Antal års skol- eller yrkesutbildning utöver folk- eller som behövs i respondentens befattning. Antal månader upplärning som fordras för att lära sig respondentens arbete, utöver den kompetens som fordras för få arbetet. Utbildning på betald arbetstid. På basis av den socioekonomiska uppdelningen (SEI) görs en uppdelning i fem klasser: Högre tjänsteman, tjänsteman på mellannivå, lägre tjänsteman eller kontorist, kvalificerad arbetare, okvalificerad arbetare. På basis av Svensk näringsgrensindelning (SNI) görs en uppdelning i följande elva branschgrupper: Verkstads- industri; byggnadsindustri; övrig industri; handel etc.; transport; banker/försäkring m.m.; övriga privata tjänster; offentlig förvaltning; vård och omsorg; utbildning; övriga offentliga tjänster. Bilaga 2: Metoder Lönemodeller av följande typ skattas separat för kvinnor och män: + qPKi + u i logaritmen av timlön för individ i, X ij är värdet på kontrollvariabel j (inklusive interceptet), PK är andelen kvinnor i individ i:s yrke och u är residualen. b och q är regressions- koefficienter som skall skattas. Syftet är att utröna om och hur q förändras då grupper av kontrollvariabler successivt införs i model- len, enligt den variabelgruppering som beskrivits i avsnitt 2.3. Hypoteserna 5 och 7 testas genom att till en modell med human- kapitalindikatorer införa multiplikativa termer som mäter interaktion- seffekter (i) mellan PK och utbildning, (ii) mellan PK och erfarenhet och (iii) mellan PK och upplärning i arbetet: Wi=bjZij + r1SCH + qPKi + w1(SCH*PK) + ui, Wi=bjZij + r1EXP + r2EXP2 + qPKi + w1(EXP*PK) + + w2 (EXP2*PK) + ui, Wi=bjZij + r1UPPL + qPKi + w1(UPPL*PK) + ui, där Z är andra humankapitalvariabler, SCH är antal utbildningsår, EXP förvärvsarbetsår, EXP 2 förvärvsarbetsår i kvadrat och UPPL är antal månader av intern upplärning som fordras för att klara arbetet. Observera att q i ekvation (3) mäter löneskillnader efter andel kvinnor i yrket då erfarenhet är noll, dvs. skillnad i startlönen mellan kvinno- och mansdominerade yrken. Enligt hypotes 7 förväntas w1 vara negativ i alla tre modellerna, w2 (i ekvation 3) vara positiv och q vara negativ eller noll i alla tre modellerna. Även enligt hypotes 5 förväntas w1 och w2 i ekvationerna (3) och (4) vara negativ respektive positiv. Men i motsats till hypotes 7 förväntas q vara positiv i ekvation (3), dvs. startlönerna vara högre ju fler kvinnor det finns i yrket. Dessutom kommer enligt hypotes 5 w1 att vara noll i ekvation (2). Denna dekomponering har utförts på basis av resultaten för lönere- gressionerna ovan. Jag använder samma metod för att dela upp den totala genomsnittliga löneskillnaden mellan kvinnor och män som och (1995) använder (se och Ransif, 1994, för en alternativ dekomponeringsmetod): Wm – W k = [å(pmbm + pkbk)(Xm – X k)] +[(pmqm + pkqk)(PKm – PK k)] + [å (b m – b k)(pkXm + pmXk) + (qm – qk)(pkPKm + pmPKk)] där index k och m står för kvinnor respektive män. för den naturliga logaritmen av timlön. X består av intercept och genomsnittsvärden på kontrollvariablerna; PK är genomsnittet för andelen kvinnor i yrket. b och q är koefficienter och och p är andel kvinnor respektive män i urvalet. Urvalsandelarna p används för att vikta regressionskoefficienterna för att nå ett ungefärligt icke-diskriminerande urval i lönestruktu- ren. Första och andra termen i högerledet inom parentes är förklarad andel av lönegapet. Den första beror på skillnader i X och den andra beror på skillnader i yrkets könssammansättning. Den tredje och fjärde termen inom parentes är den oförklarade andelen Kön, lön och yrke av lönegapet som beror på skillnader i kvinnors och mäns koefficien- ter för X och PK. Den fråga dekomponeringen besvarar är med andra ord i vilken mån könslönegapet kan förklaras med skillnader mellan könen i fördelning på de oberoende variablerna, och i vilken mån det beror på könsskillnader i koefficienternas storlek.