sou · GSB343d2 · 2005-01-01 00:00:00 — , Thorsvik, (2002). Hur moderna orga- nisationer fungerar, , (2000). Mansforskning som reflexivt projekt, . Kanter, Rosabeth (1993/1977). Men and Women of the Corporation, BasicBooks. Kvande, , (1990). Kvinnor i mens organisasjoner, ad Notam. , (1999) Klass, kön och kirurgi – relationer bland vårdpersonal i organisationsförändringarnas spår, Liber. , (1985). Kamrater, kollegor och kvinnor – en studie av könssegregeringsprocessen i två mansdominerade organisa- tioner, doktorsavhandling, , . Milkman, (1998.) The New American Workplace: High Road or Low Road?, (red.) Workplaces of the Future, . , (1996). Ny organisation, ny teknik – nya genus- relationer? En studie av genuskontrakt på två industriarbetsplatser, doktorsavhandling, Tema Teknik och social förändring, Lin- universitet. Roman, (1994) Lika på olika villkor. Könssegregering i kunskapsföretag, Symposion Graduale. Røvik, (2000). Trender i organi- sationstänkandet , Liber. , (1992). Från mejerska till mejerist, . SOU 2003:16, Mansdominans i förändring. Om ledningsgrupper och styrelser. Betänkande av utredningen om kvinnor på ledande positioner i näringslivet. SOU 1998:6, Ty makten är din. Myten om det rationella arbetslivet och det jämställda . Betänkande från Kvinnomaktutred- ningen. , (1998). Män passar alltid? Nivå- och organi- sationsspecifika processer med exempel från handeln, SOU 1998:4. , (1993). Ny teknik i gamla strukturer, Nerenius & Santérus. Säljö, (2000). Lärande i praktiken. Ett sociokulturellt perspek- tiv, Prisma , , (1998). Workplaces of the Future, . , (1996) Om styrka, räckvidd och hierarki, samt andra genusteoretiska begrepp, Kvinnovetenskaplig tid- skrift nr 3-4 1996. , (1996). Förändringsarbete – erfarenheter från att utveckla system och organisation. DUP resultat, , . , , , , (1998). Ironi och sexualitet. Om ledarskap och kön, . , (1992). Könsstrukturer i organisationer, doktorsavhand- ling, vid , . , (1996). Företagsledning som konstruktion av man- lighet, Kvinnovetenskaplig tidskrift nr 1 1996. , (1988). Kvinnor och mäns arbeten. Genusarbetsdelning och arbetets degradering vid en porslinsfabrik, Arkiv. Zamore, och , (1997). Kompetensutveckling för kvinnor: En sammanställning av kunskaper och erfarenheter. Statliga sektorns arbetsmiljönämnd, , . Kvinnor och mäns karriärvägar på den svenska arbetsmarknaden Den här studien handlar om skillnader i kvinnors och mäns möjlig- het att göra karriär. Våra huvudresultat kan sammanfattas i fem punkter: Kvinnor har ungefär hälften så stor chans som män att byta till ett bättre arbete. Föräldraledighet har varken en positiv eller negativ effekt på karriärchanserna. Bland högutbildade är skillnaderna mellan kvinnor och män mindre, men i denna grupp har föräldraledighet en negativ effekt på kvinnors karriärchanser. Inom varuhandeln är skillnaderna större än för hela arbets- marknaden. Kvinnor kan i stort sett bara göra karriär genom att byta till ett bättre arbete utanför varuhandeln. Utbildning är mycket viktigare för kvinnor än för män när det gäller att göra karriär på hela arbetsmarknaden såväl som i varu- handeln. Vår slutsats är att det mesta av skillnaden mellan kvinnors och mäns karriärchanser förblir oförklarad trots att vi tar hänsyn till olika faktorer. Våra resultat stöder de många fallstudier som har gjorts på organisationsnivå om vad som händer med kvinnor respektive män och pekar entydigt mot en vertikal könssegregering i och med att kvinnor har betydligt lägre chanser än män att göra karriär. Den vertikala könssegregeringen på den svenska arbetsmarknaden är påtaglig. Visserligen har skillnaderna krympt mellan andelen kvinnor och män på högre positioner, men fortfarande kvarstår skillnader. Det finns många olika uppfattningar om vad som ligger bakom dessa skillnader och forskning förekommer inom flera olika discipliner.2 Syftet med detta bidrag är att studera de faktorer som leder till skilda karriärvägar för kvinnor och män, och i synnerhet hur föräldraledighet påverkar karriärmöjligheterna. Som teoretisk utgångspunkt använder vi en modell utvecklad av nationalekonomerna (1990). Enligt modellen be- ror skillnader i kvinnors och mäns chans att befordras till högre befattningar på att de utför olika mycket oavlönat hemarbete. Kvinnor förutsätts i större utsträckning än män lämna arbets- kraften för att utföra oavlönat hemarbete. Ju troligare det är att en kvinna kommer att lämna sitt arbete, desto duktigare3 måste hon vara för att bli befordrad för att kompensera för risken att hon lämnar arbetskraften. Lazear och Rosen drar också slutsatsen att om en kvinna är tillräckligt duktig, så kommer det att krävas mindre skillnader mellan en kvinna och en man för att kvinnan ska bli befordrad. I det fallet fortsätter kvinnorna att arbeta, eftersom värdet för kvinnan själv av att arbeta är större än värdet av oavlönat hemarbete. Eftersom Lazear-Rosens modell förutsätter att det finns ett positivt samband mellan utbildning och duktighet vän- tar vi oss ingen eller liten skillnad i karriärchanserna mellan hög- utbildade kvinnor och män. Vi studerar könsskillnader i karriärvägar på den svenska arbets- marknaden, dels för samtliga sysselsatta, dels för ett urval som består av personer med utbildning. Vi avslutar med en specialstudie för varuhandeln, en bransch där den könsrelaterade 1Det här kapitlet bygger på tidigare studier av och (1997, 1999a, 1999b). 2För studier av könsskillnader i karriärrörlighet avseende olika delar av arbetsmarknaden, se Winter-Ebmer och Zweimüller (1992, 1997), och (1996), och (1996), och (1996), och (1996), Cobb- (2001), , Siegers och Winter-Ebmer (1998). Booth, Franscesconi och (2003) studerar könsskillnader i befordran för hela den brittiska arbetsmarknaden. (2003) studerar skillnader mellan kvinnors och mäns interna befordran på den svenska arbetsmarknaden. Till skillnad från vår studie analyseras befordran på arbetsställe- nivå, och inte karriärrörlighet i allmänhet. m fl (2003) studerar glastaket på den svenska och amerikanska arbetsmarknaden. (1998) går igenom olika karriärteorier ur ett företagsekonomiskt perspektiv. 3Lazear och Rosen använder begreppet ability som vi översätter till duktighet. yrkessegregeringen är tydlig, som andelen kvinnor och män i branschen är ganska jämn (se och , 1997). Syftet med kapitlet är att besvara följande frågeställningar: 1.Är det skillnader i kvinnors och mäns möjlighet att göra karriär? 2.Om så är fallet, är skillnaderna mindre för högutbildade? 3.Hur ser skillnaderna ut inom varuhandeln, och spelar det någon roll om man stannar kvar i varuhandeln eller byter till en annan bransch? För att kunna besvara dessa frågor använder vi ett mycket rikt datamaterial bestående av så kallade sysselsättningsbiografier som innehåller information om individers hela yrkeshistoria. De indi- viduella karriärerna följs fram till 1991.4 Med hjälp av ett socio-ekonomiskt index har vi rangordnat arbeten. Rangordningen ligger till grund för vad vi betraktar som ett byte till ett bättre arbete, att göra karriär. Omkring 3 800 slumpmässigt utvalda individer, utgörande ett representativt urval av befolkning, intervjuades . Personer som var i åldern vid intervjutillfället fick be- skriva sin sysselsättningshistoria. Sysselsättningshistorierna börjar med den första anställningen som varade och fort- sätter sedan med individens alla följande episoder av arbete, arbets- löshet, studier, föräldraledighet, arbete i hemmet och frånvaro från arbetsmarknaden av andra orsaker fram till intervjutillfället . Längden på en episod måste vara minst en månad för att regist- reras. För varje episod finns dessutom information om arbets- givare, yrke och arbetsuppgifter. Materialet innehåller också infor- mation om individernas utbildning. Ett sätt att analysera karriärmöjligheter är att använda så kallad durationsanalys. Metoden innebär att man följer en individ och observerar händelser då de faktiskt inträffar och att man studerar övergångar mellan olika till- stånd. I den första analysen som omfattar kvinnor och män på hela arbetsmarknaden studeras övergången från tillståndet att arbeta till tillståndet att byta till ett bättre arbete. 4Informationen om de individuella yrkeskarriärerna är hämtad från Levnadsnivåundersök- ningarna (LNU) som administreras av vid uni- versitet (och , 1987; och , 1993). Arbetet med att färdigställa sysselsättningsbiografier framtill pågår men är ännu ej avslutat. varuhandeln görs ytterligare en uppdelning av det andra tillståndet i två nya tillstånd, nämligen att byta till ett bättre arbete inom varu- handeln, samt att byta till ett bättre arbete i en annan bransch. Hur , mätt , som individen har tillbringat i ett tillstånd är också ett viktigt verktyg i analysen. Med hjälp av denna information skattas sannolikheten för att en individ ska ha lämnat det innevarande tillståndet (exempelvis att arbeta) under kommande månad, givet att individen inte har lämnat tillståndet fram till . I analysen tar vi också hänsyn till bakgrundsfaktorer som kön, utbildning, status på nuvarande arbete, arbetslivserfaren- het. Dessa förklarande variabler antas ha samma effekt oberoende av vilken tidsperiod individen befinner sig i.5 1.1Faktorer som påverkar möjligheterna att göra karriär I modellen ingår ett antal faktorer som vi förväntar oss påverkar kvinnors och mäns karriärer i positiv eller negativ riktning.6 Förutom den förväntade negativa effekten av kön som mäts med en dummyvariabel så ingår en variabel för förvärvsavbrott för vård av barn. Variabeln definieras som längden av tidigare avbrott under yrkeskarriären som beror på föräldraledighet. (I skattningar för varuhandeln använder vi även en variabel som definieras som antalet perioder av tidigare föräldraledighet.) Vi antar att variabeln fångar kvinnors högre sannolikhet att lämna arbetsmarknaden för oavlönat hemarbete, och att den därför har en negativ effekt på karriärchanserna. Tyvärr finns inte informationen för män, så variabeln är endast definierad för kvinnor. Man kan med ett alternativt resonemang argumentera för att tidigare föräldraledighet kan ha en positiv effekt på karriär- chanserna. Eftersom kvinnor i fertil ålder utan barn har en större sannolikhet för framtida föräldraledighet än kvinnor som redan har fött barn, antas barnlösa kvinnor ha mindre karriärchanser på grund av förväntade framtida föräldraledigheter. För att testa detta resonemang utökar vi modellerna med en variabel för kvinnor i åldrarna som inte har några tidigare perioder av föräldra- ledighet. 5Se Appendix A för en närmare presentation av durationsmodellen. 6Tyvärr inkluderar inte datamaterialet information om deltidsarbete, som annars skulle varit en intressant faktor att analysera. Effekten av olika utbildningsnivåer skattas med hjälp av tre dummyvariabler: nio eller färre utbildningsår (referenskategori), 10 till utbildning och utbildning. Den för- väntade effekten är positiv. Det nuvarande arbetets status bestäms med samma rangvärde som används för att definiera vad som är ett byte till ett bättre arbete. Rangvärdena delas upp i tre statusnivåer med hjälp av tre dummy- variabler: rang 1, rang 2 5 och rang 6 12, där rang 1 (lägsta nivån) är referenskategori. Tabell A.1 i appendix A innehåller en beskriv- ning av vad som ingår i respektive rang. Vi väntar oss en negativ effekt av rang, eftersom antalet potentiella bättre arbeten att byta till minskar ju högre upp i hierarkin vi kommer. Arbetslivserfarenhet mäts med antal yrkesverksamma år innan det nuvarande arbetet påbörjades. I en traditionell löneekvation antas effekten vara positiv men avtagande, vilket betyder att lönen ökar med erfarenhet men i en avtagande takt. Analogt förväntar vi oss en positiv men avtagande effekt av arbetslivserfarenhet på chansen att byta till ett bättre arbete. Eftersom studien täcker mer än fyra decennier tar vi hänsyn till tidseffekten genom att inkludera en variabel som mäter tiden för inträdet på arbetsmarknaden, dvs. startåret för arbetsepisoden. Den definieras som skillnaden mellan kalenderår och 1950 vilket ger värdet 1 till episoder som skedde 1951 och värdet 2 till episoder som skedde 1952 osv. (I analysen av varuhandeln använder vi ett alternativt tidsmått i form av en variabel för dem som är födda eller .) Vi har ingen förutbestämd uppfattning om effekten. Å ena sidan kan kvinnors ökade arbetskraftsdeltagande förväntas öka kvinnors karriärchanser över tiden. Å andra sidan är det nu fler småbarnsmödrar på arbetsmarknaden vilket kan tänkas verka i motsatt riktning. 2 Könsskillnader i karriärvägar hela arbetsmarknaden Urvalet för analysen består av alla episoder av arbete . Tid på nuvarande arbete mäts i månader. Urvalet inne- håller totalt 15 721 arbetsepisoder, varav 1 971 () slutade med ett byte till ett bättre arbete. I figur 1 redovisas chansen för kvinnor och män att lämna det nuvarande arbetet för ett byte till ett bättre arbete. Linjerna i figuren visar en individs chans (sanno- likhet) att lämna det nuvarande arbetet för ett bättre arbete. vertikala axeln visar chansen/sannolikheten och den horisontella axeln visar antalet månader som har förflutit sedan man började sitt nuvarande arbete. Som framgår av figuren har kvinnorna en lägre chans än män att byta till ett bättre arbete oberoende av hur de varit på sitt nuvarande arbete. Rörlighetsmönstren är också olika för kvinnor och män. Chansen för män ökar och avtar sedan medan kvinnorna har den största chansen i början. Chansen för en man att byta till ett bättre arbete ökar , kulminerar vid en nivå på 0,40 procents chans i intervallet 1,5 till , för att sedan avta. För kvinnor är chansen att byta till ett bättre arbete och avtar därefter. Detta syns också i tabell A.2 i appendix där den genomsnittliga längden på episoder som resul- terar i ett byte till ett bättre arbete är kortare för kvinnor än för män, vilket kan tolkas som att om en kvinna byter till ett bättre arbete, gör hon det än en man. Chans för byte till bättre arbete, kvinnor och män, hela arbetsmarknaden Månader sedan start i nuvarande arbete Härefter analyserar vi hur skillnaderna i karriärchanserna påverkas av olika bakgrundsfaktorer. Fördelningar och medelvärden för variablerna redovisas i tabell A.2 i appendix. Av tabellen framgår det att kvinnor har kortare arbetslivserfarenhet än män samt är mer koncentrerade till arbeten med lägre rang/status. I tabell 1 redo- visas resultaten av vår analys. Ett värde större (mindre) än 1 be- tyder att den förklarande variabeln ökar (minskar) chansen att få ett bättre arbete relativt referenskategorin. Ett värde lika med 1 innebär att den förklarande variabeln varken minskar eller ökar chansen att få ett bättre arbete jämfört med referenskategorin. Av den första kolumnen framgår att alla koefficienter utom en är statistiskt säkerställda. Värdet 0,4614 för variabeln kön innebär att kvinnor har över 50 procents lägre chans att få ett bättre arbete jämfört med män. Vi kan också se att utbildning har en stark effekt. Chansen för en anställd med utbildning att byta till ett bättre arbete är 2,3 gånger större än för en anställd med enbart grundutbildning. Det innebär att det finns en indirekt löneeffekt av högre utbildning genom att utbildningen förutom att ge en högre lön redan vid anställningstillfället, också ökar chansen att klättra på karriärstegen. har som väntat en negativ effekt på karriär- chanserna. Det innebär att ju högre upp på karriärstegen man är, desto mindre är chansen för att avancera ytterligare. Episodens startår har en statistiskt säkerställd positiv effekt vilket betyder att chansen att byta till ett bättre arbete ökar över tiden. Bakgrundsfaktorerna behöver inte ha samma effekt för kvinnor som för män. Vi gör därför separata skattningar för respektive kön som presenteras i kolumn 2 och 3 i tabell 1. Vi kan notera att avbrott för föräldraledighet inte har någon effekt på kvinnors karriärer. Det betyder att Lazear och Rosens hypotes om att kvin- nor har en lägre chans att befordras på grund av att de utför mer oavlönat hemarbete, inte får något stöd i våra resultat. Vi har också testat hur viktig den förväntade framtida föräldraledigheten är genom att lägga till en variabel för kvinnor i åldrarna som inte tidigare varit föräldralediga. Vi fann dock inga effekter av variabeln. Skattningar av chansen att byta till ett bättre arbete (karriärrörlighet) för kvinnor och män 1950 1991. Stegvis kon- stant modella 0,4614** < X 11 år 1,2371** 1,3826** 1,1809* 2,3279** 3,1485** 1,9352** 0,5135** 0,4947** 0,4934** 0,1795** 0,1446** 0,2004** 1,0242* (Arbetslivserfarenhet)2 0,9988** 0,9983** 1,0081** 1,0275** Antal händelser (byten uppåt) Not: +signifikant på nivå, *signifikant på nivå, **signifikant på nivå. aNio dummyvariabler för bransch är inkluderade. bFöräldraledighet är ej definierad för män. Resultaten visar också att effekten av utbildning ökar med utbild- ningens längd, som högre utbildning är betydligt vik- tigare för kvinnor än för män.7 arbetslivserfarenhet har en positiv men avtagande effekt på chansen att få ett bättre arbete för män, medan det inte finns någon statistiskt säkerställd effekt av tidigare arbetslivserfarenhet på kvinnors karriärchanser. Startår har å andra sidan en signifikant effekt för kvinnor men inte för män, 7 I en version av modell 1 som inte presenteras här, inkluderas interaktionstermer mellan kön och utbildning. Att vara kvinna med utbildning ökar karriärchansen med en faktor på 3,5 jämfört med en kvinna med enbart grundutbildning, medan att vara man med utbildning ökar chansen med en faktor på 1,9 jämfört med lågutbildade män. För lägre utbildningsnivåer finns inga skillnader mellan könen i effekten av utbildning. En kvinna med utbildning har 30 procents lägre chans att byta till ett bättre arbete än en man med lika lång utbildning. vilket betyder att kvinnors chans att byta till ett bättre arbete har ökat över tiden. 3 Könsskillnader i karriärvägar för högutbildade Det är möjligt att det finns skillnader mellan låg- och högutbildade kvinnor. Vi såg ovan att utbildning är en mycket viktigare faktor för kvinnors karriärchanser än för mäns. En förklaring kan vara följande. Då en arbetsgivare bestämmer sig för att befordra eller rekrytera en person, känner han inte till i vilken utsträckning arbetstagaren kommer att engagera sig i aktiviteter utanför arbets- marknaden. Rent statistiskt är sannolikheten för att utnyttja rätten till föräldraledighet större för kvinnor än för män, vilket kan göra att arbetsgivaren föredrar en man framför en kvinna, allt annat lika. Om en kvinna däremot har investerat i en högre utbildning kom- mer arbetsgivaren att ta det som en signal på att hon är karriär- orienterad och inte kommer att vara borta från arbetsmarknaden i några i samband med föräldraledighet. Om hon trots allt utnyttjar sin rätt till föräldraledighet mer än förväntat, omvärderar arbetsgivaren sin tidigare slutsats, och antar att hon har en större sannolikhet än andra högutbildade kvinnor att delta i oavlönat hemarbete. För att analysera frågan använder vi ett urval som enbart består av högutbildade personer och förväntar oss samma karriärchanser för högutbildade kvinnor som för högutbil- dade män, men en negativ effekt av tid i föräldraledighet för högutbildade kvinnor. Som högutbildade definierar vi personer med ut- bildning. Det betyder att de bör ha mer än bara gym- nasieutbildning. Urvalet består av 1 807 arbetsepisoder och av dem slutade 243 i ett byte till ett bättre arbete. Figur 2 visar chansen att byta till ett bättre arbete för högutbildade kvinnor och män. Chansen för en kvinna att byta till ett bättre arbete är lägre än för en man i intervallet 3 7,5-år. I övriga inter- vall finns ingen statistiskt säkerställd skillnad. Chans för byte till bättre arbete, kvinnor och män, hög- utbildade Månader sedan start i nuvarande arbete I tabell 2 presenterar vi resultaten från analyserna av de hög- utbildade. Information om urvalet presenteras i tabell A.2 i appen- dix. Den genomsnittliga varaktigheten på episoder som slutar i ett byte uppåt är kortare för högutbildade än för hela urvalet. Det betyder att den genomsnittliga anställningstiden innan arbetstaga- ren byter till ett bättre arbete är kortare för högutbildade. Köns- skillnaden är något mindre i den högutbildade gruppen än i hela urvalet. Kvinnornas chanser att byta till ett bättre arbete är om- kring lägre än männens chanser. I hela urvalet var kvin- nors chanser lägre än männens. Längden på föräldraledigheten har en negativ effekt för kvinnor, som skillnaden i karriärchanser mellan högutbildade kvinnor och högutbildade män är klart mindre än skillnaden mellan alla kvinnor och alla män. Resultaten ger ett visst stöd för Lazear- Rosens hypotes, men är en betydande del av skill- naderna mellan kvinnor och män oförklarad. Skattningar av chansen att byta till ett bättre arbete (karriärrörlighet) för kvinnor och män med utbild- ning 1950 1991. 0,6100** 0,6484** 0,3998** 0,1605** 0,0896** 0,2296** 0,9249* 0,9102* (Arbetslivserfarenhet)2 1,0276** 1,0419** Antal händelser (byten uppåt) Not: +signifikant på nivå, *signifikant på nivå, **signifikant på nivå. aFöräldraledighet är ej definierad för män. 4 Könsskillnader i karriärvägar inom varuhandeln I detta avsnitt studerar vi karriärvägar för kvinnor och män som arbetar eller har arbetat inom branschen varuhandel, det vill säga parti- och detaljhandel.8 Varuhandeln är en bransch med relativt omfattande könsrelaterad yrkessegregering. Branschen är intressant att studera närmare av ytterligare ett skäl: (1996) ana- lyserar efterfrågan på arbetskraft inom varuhandeln och visar att vuxna kvinnor och ungdomar utgör starka substitut till varandra. Däremot utgör vuxna kvinnor och vuxna män svaga substitut till varandra, liksom vuxna män och ungdomar. En möjlig förklaring till skillnaderna är att vuxna kvinnor och ungdomar arbetar i låg- löneyrken med låga kvalifikationskrav och konkurrerar med var- andra om samma arbeten, medan vuxna män arbetar i yrken med 8 Se också (1998) för en studie av nivå- och organisationsspecifika processer med exempel från handeln. högre kvalifikationskrav och högre löner. Männen konkurrerar därmed inte med kvinnor och ungdomar om samma arbeten. Urvalet för analysen av varuhandeln består av 900 individer med totalt 1 851 arbetsepisoder. Av dem slutade 293 med ett byte till ett bättre arbete. Kvinnors och mäns chanser för byten till bättre arbeten inom varuhandeln presenteras i figur 3. Kvinnor har en mycket lägre chans att byta till ett bättre arbete jämfört med män. Skillnaden är betydligt större inom varuhandeln än på hela arbetsmarknaden. Chans för byte till bättre arbete , kvinnor och män, varuhandeln Månader sedan start i nuvarande arbete Sannolikhet för män Sannolikhet för kvinnor Vi tar hänsyn till samma bakgrundsfaktorer som i de tidigare analyserna. En skillnad är att vi här mäter antal förvärvsavbrott på grund av föräldraledighet i stället för längden av förvärvsavbrotten, samt fångar tidsaspekten genom att inkludera en variabel för dem som är födda eller senare i stället för att använda startår.9 Fördelningar och medelvärden för variablerna redovisas i tabell A.2 i appendix. Av tabell 3, kolumn 1 kan vi se att kvinnor har nästan 70 pro- cents lägre chans att få ett bättre arbete än män, vilket kan jämföras med för hela arbetsmarknaden. 9 En variabel för födda 1949 inkluderades också, men koefficienten var inte signifikant skild på 5 procent-nivån från referenskategorin (födda ). ningarna för kvinnor och män i kolumn 2 och 3 visar att antalet avbrott på grund av föräldraledighet, liksom föräldraledighets- månader i det totala urvalet, inte har någon effekt på kvinnors karriärmöjligheter. Kvinnor födda eller senare har en större chans att byta till ett bättre arbete än kvinnor födda , vilket är samma effekt som startår hade i tidigare modeller.