## KESENJANGAN UPAH ANTAR JENDER DI INDONESIA: GLASS CEILING ATAU STICKY FLOOR ?
( GENDER WAGE GAP IN INDONESIA:  GLASS CEILING OR STICKY FLOOR?)

## Hennigusnia
Peneliti Pertama Pusat Litbang Ketenagakerjaan Kemenakertrans R.I. henigusnia@gmail.com

## Abstract
This  study  looked  the  gender  wage  gap  in  Indonesia from  2008-2012.  In  addition  to  looking  at  the  wage gap  average  level,  the  study  also  looked  at  the  wage gap at different quantile of the wage distribution, so it can  be  known  whether  the  wage  gap  widened  at  the top  of  the  wage  distribution  (indicative  of  “glass ceiling”)  or  widened  at  the  bottom  of  the  wage distribution  (“sticky  floor”).  This  study  used  data Sakernas 2008-2012 to estimate the wage equation of men  and  women  using  OLS  standard.  Then,  the Oaxaca-Blinder decomposition method (1973) is used to  determine  the  magnitude  of  the  gender  wage  gap based  on  gender  that  caused  by  the  characteristic factors  (explained  effect)  and  the  discrimination factor  (unexplained  effect).  As  for  determining  the gender  wage  gap  in  different  quantile  of  the  wage distributionusing  quantile  regression  and  applying decomposition  Machado  –  Mata  (2005).  This  study found  that  the  gender  wage  gap  was  still  dominated by  factors  that  can  not  be  explained  (unexplained) and  was  indicated  as  discrimination,  both  at  the average  level  and  in  each  quantile  of  the  wage distribution.  This  study  also  found  evidence  of  sticky floor in Indonesia.
Keywords:
Wage Decomposition, Wage
Diskrimination,  Quantile  Regressions,  Glass  Ceiling,
Sticky Floor

## Abstrak
Tulisan  ini  melihat  kesenjangan  upah  antar  jender  di Indonesia tahun 2008-2012. Selain melihat kesenjangan upah pada tingkat rata-rata, penelitian ini juga  akan  melihat  kesenjangan  upah  di  kuantil  yang berbeda dari distribusi upah, sehingga dapat diketahui apakah  kesenjangan  upah  melebar  di  bagian  atas distribusi  upah  (diindikasi  “glass  ceiling”)  atau melebar  di  bagian  bawah  distribusi  upah  (“sticky floor”).  Penelitian  ini  menggunakan  data  Sakernas 2008-2012 untuk mengestimasi persamaan upah laki- laki  dan  perempuan  menggunakan  OLS  standar. Metode dekomposisi Oaxaca-Blinder (1973) digunakan  untuk  menentukan  besarnya  rata-rata kesenjangan  upah  menurut  jender  yang  disebabkan oleh  faktor  karakteristik  ( explained  effect )  dan  faktor diskriminasi  ( unexplained  effect ).  Sedangkan  untuk menentukan  kesenjangan  upah  menurut  jender  di kuantil yang berbeda dari distribusi upah menggunakan  regresi  kuantil  dan  menerapkan dekomposisi  Machado-Mata  (2005).  Penelitian  ini menemukan bahwa kesenjangan upah menurut jender masih  didominasi  oleh  faktor  yang  tidak  dapat dijelaskan  ( unexplained )  dan  diindikasikan  sebagai diskriminasi,  baik  pada  tingkat  rata-rata  maupun  di setiap  kuantil  dalam  distribusi  upah.  Penelitian  ini juga  menemukan  adanya  bukti  lantai  lengket  ( sticky floor ) di Indonesia.
Kata Kunci: Dekomposisi Upah, Diskriminasi Upah, Regresi Kuantil, Glass Ceiling, Sticky Floor

## PENDAHULUAN
Kesenjangan  upah  menurut  jender  masih  terjadi hampir  di  seluruh  negara  di  dunia,  tidak  terkecuali Indonesia. Kesenjangan upah ini menunjukkan bahwa upah  perempuan  lebih  rendah  dari  laki-laki.  Anker (1998)  dengan  menggunakan  data  ILO  tahun  1990 menjelaskan  bahwa  upah  perempuan  yang  lebih rendah  dari  laki-laki  terjadi  hampir  di seluruh  negara di  dunia,  dan  perbedaan  upah  tersebut  terjadi  pada
semua  pola  upah,  baik  harian,  mingguan,  maupun bulanan,  dan  terjadi  di  seluruh  sektor  non  pertanian maupun  sektor  manufaktur  secara  terpisah.  Hasil temuan    International  Labor  Organization  (2013) menyebutkan  bahwa  masih  ada  kesenjangan  upah antar  gender di  Indonesia dengan  selisih  hingga  19% pada  tahun  2012.  Kesenjangan  upah  antar    gender tertinggi terjadi di Azerbaijan yaitu sebesar 46%, dan terendah  adalah  Paraguay    dengan  4%.    Sedangkan rata-rata  jumlah  kesenjangan  antar  gender  di  dunia
masih mencapai angka 18%.  Kesenjangan upah antar jender  secara  tidak  langsung  menyatakan  polarisasi dalam distribusi upah  laki-laki dan perempuan.
Perkembangan  rata-rata  upah  antar  jender  di Indonesia menunjukkan dengan jelas adanya ketidaksetaraan  upah  antar  jender.  Pirmana  (2006) menunjukkan  dengan  jelas  adanya  ketidaksetaraan jender  yang  signifikan  dalam  upah  di  Indonesia. Menggunakan  data  dari  Sakernas  tahun  1996,  1999, 2002,  dan  2004  serta  metode  dekomposisi  Oaxaca- Blinder, hasil dari dekomposisi kesenjangan pendapatan  ini  menunjukkan  bahwa  faktor  penyebab kesenjangan  pendapatan  antara  jender  adalah  sekitar 41,6%  disebabkan  oleh  perbedaan  karakteristik  dan sekitar  58,4%  disebabkan  oleh  faktor  tidak  teramati dan  tidak  dapat  dijelaskan  ( unexplained ).  Hal  ini menjelaskan  bahwa  sebagian  besar  kesenjangan  upah di  Indonesia  disebabkan  oleh  faktor  yang  tidak teramati  dan  tidak  dapat  dijelaskan  ( unexplained ) yang diindikasikan sebagai diskriminasi.
Banyak  faktor  karakteristik  yang  diduga  sebagai penyebab adanya  perbedaan upah yang diterima laki- laki  dan  perempuan.  Rendahnya  upah  perempuan dibandingkan laki-laki dikarenakan investasi perempuan  pada  modal  manusia  seperti  pendidikan, pelatihan,  dan  pengalaman  kerja  yang  memang  lebih rendah  dibandingkan  laki-laki  (Jacobsen,  1994). Preferensi  perempuan  dalam  memilih  jenis  pekerjaan juga  menjadi  salah  satu  penyebab  perbedaan  upah, dimana  perempuan  lebih  memilih  pekerjaan  yang nyaman  dan  tidak  beresiko  seperti  perawat  dan  guru. Jumlah jam kerja juga dapat menyebabkan perbedaan pendapatan,  dimana  norma  yang  berlaku  di  sebagian besar  negara  perempuan  adalah  penanggung  jawab terhadap pekerjaan rumah tangga dan perawatan anak. Kondisi  tersebut  wajar  apabila  jam  kerja  perempuan di  pasar  kerja  lebih  sedikit  dibandingkan  laki-laki karena  waktunya  lebih  banyak  dihabiskan  untuk mengurus keluarga. Hal ini mengakibatkan pendapatan  perempuan  lebih  rendah  dibandingkan laki-laki (Becker, 1985).
Penelitian  empirik  mengenai  kesenjangan  upah  antar jender telah banyak dilakukan, hasil penelitian secara umum  menunjukkan  bahwa  diskriminasi  upah menurut jender masih terjadi di berbagai negara. Hasil penelitian  diskriminasi  upah  merupakan  salah  satu informasi  terpenting  dari  proses  dan  praktik  pasar tenaga kerja yang diskriminatif. Di pasar tenaga kerja, diskriminasi  terjadi  disebabkan  oleh  perbedaan  upah yang  terjadi  ketika  suatu  kelompok  pekerja  dibayar lebih  rendah  dibandingkan  kelompok  lain  pada pekerjaan  yang  sama  dan  perbedaan  upah  tersebut
tidak  ditentukan  oleh  perbedaan  produktivitas. Diskriminasi  ini  dikenal  dengan  diskriminasi  upah ( wages  discrimination )  (Jacobsen,  1994).  Goldin  dan Polachek  (1987)  mendefinisikan  diskriminasi  upah sebagai  bagian  dari  kesenjangan  upah  yang  tidak dapat  dijelaskan  oleh  karakteristik  individu.  Dengan demikian,  diskriminasi  upah  antar  jender  adalah kesenjangan  upah  perempuan  dan  laki-laki  setelah semua faktor dikendalikan, misalnya tingkat pendidikan dan ketrampilan.
Selama  dekade  terakhir,  fokus  penelitian  tentang kesenjangan  upah  antar  jender  telah  bergeser  dari rata-rata  menjadi  pola  di  sepanjang  distribusi  upah. Menghitung  dan  mendekomposisi  kesenjangan  upah antar  jender  pada  tingkat  rata-rata  merupakan  titik awal  dalam  menilai  kesenjangan  upah  antar  jender. Keuntungan  utama  dari  hal  ini  adalah  bahwa  teknik tersebut menawarkan sebuah metode sederhana untuk menghitung  ketidaksetaraan  upah  antar  jender. Namun demikian, terdapat kelemahan dari penggunaan  metode  dekomposisi  kesenjangan  upah antar  jender  pada  tingkat  rata-rata.  Pertama,  orang yang  berbeda  mungkin  menerima return atau  balas jasa  yang  berbeda  terhadap  karakteristik  mereka berdasarkan  posisi  mereka  pada  distribusi  upah. Kedua,  adanya  perbedaan  tingkat  diskriminasi  yang disebabkan  oleh  posisi  mereka  pada  distribusi  upah. Kedua alasan tersebut menunjukkan bahwa kesenjangan  upah  jender  pada  rata-rata  tidak  dapat diasumsikan berlaku untuk seluruh ditribusi upah.
Beberapa  penelitian  tentang  kesenjangan  upah  antar jender yang fokus dalam menentukan nilai kesenjangan  upah  antar  jender  di  seluruh  distribusi upah  antara  lain,  Albrecht,  dkk.  (2004),  de  la  Rica, dkk.  (2005),  Arulampalam,  dkk.  (2006),  Chi  dan  Li (2007),  Gunewardena  (2008),  dan  Khanna  (2012). Penelitian  tersebut  dilakukan  untuk  mengetahui apakah  ada  efek  langit-langit  kaca  ( glass  ceiling effect )  atau  efek  lantai  lengket  ( sticky  floor  effect ). Langit-langit kaca adalah kondisi di mana kesenjangan upah antar jender melebar di bagian atas distribusi  upah,  fenomena  ini  merupakan  hambatan yang  membatasi  kelanjutan  karir  wanita  mencapai posisi  yang  lebih  tinggi  (Arulampalam  et  al.,  2006). Meskipun dalam penelitian sebelumnya tidak eksplisit mengatakan pekerja wanita tidak dimungkinkan untuk meraih  posisi  puncak,  namun  realita  yang  ada menujukkan  hal  yang  sebaliknya.  Sementara  itu, lantai  lengket  ( sticky  floor )  dipandang  sebagai skenario  kebalikan  dari glass  ceiling .  Booth, Francesconi,  dan  Frank  (2003)  dalam  Arumpalam  et al.(2007)  mendefinisikan Sticky  Floor sebagai kesenjangan  upah  menurut  jender  yang  melebar  di
bagian  bawah  distribusi  upah.  Fenomena  lantai lengket  ( sticky  floor )  dapat  terjadi  karena  distribusi upah  mencerminkan  segmentasi  pasar  tenaga  kerja, dengan  pekerjaan  informal  menempati  ujung  bawah distribusi  (Pianto,  Pianto  dan  Arias  (2004)  dalam Gunewardena  (2008)).  Lantai  lengket  ( sticky  floor ) mencerminkan  adanya  hambatan  terhadap  akses  ke pekerjaan  yang  baik  untuk  kelompok  yang  kurang beruntung.
Di  Indonesia,  penelitian  yang  mengukur  kesenjangan upah  antar  jender  di  berbagai  titik  distribusi  upah masih  sulit  ditemukan.  Penelitian  ini  bertujuan  untuk menghitung  kesenjangan  upah  antara  laki-laki  dan perempuan, baik dikarenakan oleh perbedaan karakteristik  yang  diamati  maupun  perbedaan  yang disebabkan  oleh  faktor  yang  tidak  dapat  dijelaskan (diskriminasi). Selain melihat kesenjangan upah  pada tingkat  rata-rata,  penelitian  ini  juga  akan  melihat kesenjangan  upah  pada  titik-titik  distribusi  upah, sehingga  dapat  diketahui  apakah  kesenjangan  upah lebih  tinggi  pada  titik  distribusi  upah  bagian  atas “ glass ceiling ” atau titik distribusi upah bagian bawah “ sticky  floor ”.  Secara  spesifik  kesenjangan  upah jender  pada  tingkat  rata-rata  di  ukur  menggunakan metode  dekomposisi  Oaxaca  –  Blinder  (1973),  dan kesenjangan  upah  jender  pada  titik  titik  distribusi upah dengan menggunakan metode dekomposisi yang diperkenalkan oleh Machado Mata (2005).

## Metode Dekomposisi Blinder-Oaxaca
Untuk  mendapatkan  kesenjangan  upah  berdasarkan jender,  terlebih  dahulu  harus  dilakukan  estimasi terhadap    fungsi  upah.  Model  persamaan  upah mengacu pada basic model persamaan Oaxaca (1973). Bentuk persamaan upah laki-laki dan upah perempuan adalah sebagai berikut:
𝑙𝑛𝑊 𝑖𝑚 = 𝛽 𝑚 𝑋 𝑖𝑚 + 𝜇 𝑖𝑚 .........................................(1.1)
𝑙𝑛𝑊 𝑖𝑓 = 𝛽 𝑓 𝑋 𝑖𝑓 + 𝜇 𝑖𝑓 …………………..……….(1.2)
dimana 𝑙𝑛𝑊 𝑖 merupakan  natural  logaritma  dari  upah yang  diterima  oleh  pekerja  laki-laki  ( m )  dan perempuan  ( f ), β dan μ merupakan  koefisien  regresi upah  dan error laki-laki  ( m )  dan  perempuan  ( f ). Prosedur  yang  digunakan  untuk  mengestimasi persamaandi  atas  adalah  menggunakan  metode Ordinary Least Square (OLS).
Dengan  menggunakan  OLS,  persamaan  (1.1)  dan (1.2) menghasilkan estimasi sebagai berikut:
𝑙𝑛𝑊 ̅ 𝑚 = 𝛽̂ 𝑚 𝑋̅ 𝑚 ..................................................(1.3)
𝑙𝑛𝑊 ̅ 𝑓 = 𝛽̂ 𝑓 𝑋̅ 𝑓 ...................................................(1.4)
Kesenjangan  rata-rata  upah  antara  laki-laki  dan perempuan  dapat  ditentukan  dengan  mengurangi persamaan  (1.3)  dan  (1.4),  sehingga  dihasilkan persamaan sebagai berikut:
∆𝑊 ̅ = 𝑙𝑛𝑊 ̅ 𝑚 − 𝑙𝑛𝑊 ̅ 𝑓 = 𝛽̂ 𝑚 𝑋̅ 𝑚 − 𝛽̂ 𝑓 𝑋̅ 𝑓 ……................(1.5) Untuk mendekomposisi total perbedaan upah, persamaan  (3.5)  ditambah  dan  dikurangi  dengan  rata- rata  upah  kontrafaktual.  Seperti  yang  dijelaskan  oleh Khanna  (2012),  bahwa  titik  awal  dari  dekomposisi Oaxaca-Blinder ini adalah penciptaan sebuah counterfactual .  Rata-rata  upah counterfactual dengan struktur  upah  non-diskriminatif  yang  berlaku  di  pasar dihadapi  oleh  laki-laki,  yaitu  jika  perempuan  harus dibayar sesuai dengan struktur upah laki-laki, maka rata- rata upah bagi seorang perempuan akan diwakili oleh:
𝐶𝐹 1 = 𝑋̅ 𝑓 𝛽̂ 𝑚 menambahkan  dan  mengurangi  CF 1 ke  persamaan (3.5), maka diperoleh:
∆𝑊 ̅ = 𝑙𝑛𝑊 ̅ 𝑚 − 𝑙𝑛𝑊 ̅ 𝑓 =     (𝛽̂ 𝑚 − 𝛽̂ 𝑓 )𝑋̅ 𝑓 +    (𝑋̅ 𝑚 − 𝑋̅ 𝑓 )𝛽̂ 𝑚 …….. .(1.6)
Bagian  pertama  ( (𝛽̂ 𝑚 − 𝛽̂ 𝑓 )𝑋̅ 𝑓 )  dari  dekomposisi upah adalah jumlah perbedaan yang timbul dari return atau  balas  jasa  yang  berbeda  dari  laki-laki  dan perempuan  terhadap  karakteristik  pasar  tenaga  kerja yang  mereka  miliki.  Perbedaan  koefisien  mewakili kesenjangan upah riil menurut jender yang tidak dapat dijelaskan  “ unexplained ”  dan  ini  diindikasikan sebagai  komponen  diskriminasi  (D).  Bagian  kedua (𝑋̅ 𝑚 − 𝑋̅ 𝑓 )𝛽̂ 𝑚 merupakan  selisih  rata-rata  logaritma upah yang disebabkan perbedaan tingkat rata-rata dari kovariat  laki-laki  dan  perempuan.  Ini  adalah kompenen  dijelaskan  ( Explained )  dari  rata-rata  log kesenjangan upah menurut jenis kelamin.
Dekomposisi  juga  dapat  dilakukan  menggunakan upah counterfactual alternatif,  yaitu  struktur  upah non-diskriminatif yang berlaku di pasar dihadapi oleh perempuan. Jika laki-laki harus dibayar sesuai dengan struktur  upah  perempuan,  maka  rata-rata  upah  bagi seorang laki-laki akan diwakili oleh:
𝐶𝐹 2 = 𝑋̅ 𝑚 𝛽̂ 𝑓 menambahkan  dan  mengurangi  CF 2 ke  persamaan (3.5), maka diperoleh:
∆𝑊 ̅ = 𝑙𝑛𝑊 ̅ 𝑚 − 𝑙𝑛𝑊 ̅ 𝑓 =    (𝛽̂ 𝑚 − 𝛽̂ 𝑓 )𝑋̅ 𝑚 +     (𝑋̅ 𝑚 − 𝑋̅ 𝑓 )𝛽̂ 𝑓 .........(1.7)
“D” Unexplained “E” Explained “D” Unexplained “E” Explained
Upah counterfactual yang  ketiga  yaitu  dengan menggunakan  rata-rata  tertimbang  dari  dua  set koefisien.  Cotton  (1988)  menggunakan  proporsi sampel masing-masing kelompok sebagai bobot, yaitu 𝛽̂ 𝑐 = 𝜌 𝑚 𝛽̂ 𝑚 + 𝜌 𝑓 𝛽̂ 𝑓 ,  di  mana 𝜌 𝑚 dan 𝜌 𝑓 adalah proporsi sampel laki-laki dan wanita.
Dekomposisi dari metode ini adalah sebagai berikut:
∆𝑊 ̅ = 𝑙𝑛𝑊 ̅ 𝑚 − 𝑙𝑛𝑊 ̅ 𝑓 =   (𝛽̂ 𝑚 𝑋̅ 𝑚 ) − (𝛽̂ 𝑓 𝑋̅ 𝑓 ) − (𝑋̅ 𝑚 − 𝑋̅ 𝑓 )𝛽̂ 𝑐 + (𝑋̅ 𝑚 − 𝑋̅ 𝑓 )𝛽̂ 𝑐
𝑊 ̅ = 𝑙𝑛𝑊 ̅ 𝑚 − 𝑙𝑛𝑊 ̅ 𝑓 =      (𝛽̂ 𝑚 − 𝛽̂ 𝑐 )𝑋̅ 𝑚 +     (𝛽̂ 𝑐 − 𝛽̂ 𝑓 )𝑋̅ 𝑓 +    (𝑋̅ 𝑚 − 𝑋̅ 𝑓 )𝛽̂ 𝑐 ...........(1.8)

## Metode Dekomposisi Machado Mata
Penelitian  ini  juga  menggunakan  regresi  kuantil. Regresi  kuantil  diperkenalkan  oleh  Koenker  dan Bassett  (1978)  untuk  mempelajari  efek  marginal  dari kovariat  pada  variabel  dependen  pada  berbagai  titik dalam distribusi, bukan hanya pada rata-rata. Regresi kuantil lebih menawarkan fleksibilitas daripada OLS. Hal  tersebut  memungkinkan  efek  kovariat  pada variabel  dependen  berubah  pada  titik  yang  berbeda (kuantil)  dari  distribusi.  Asumsinya  adalah  bahwa kuantil dari variabel dependen W linear pada kovariat. Oleh karena itu, distribusi kuantil θ th ditentukan oleh:
𝑄 𝜃 (𝑊 𝑖 |𝑋 𝑖 ) = 𝑋 𝑖 𝛽 𝜃, 𝜃𝜖(0,1) .........................................(1.9)
di mana koefisien β θ adalah  kemiringan  garis  kuantil yang  memberikan  pengaruh  perubahan  X i pada kuantil bersyarat θ th dari W i .
Seperti  yang  ditunjukkan  oleh  Koenker  dan  Basset (1978), estimator regresi kuantil dari β θ memecahkan masalah minimisasi berikut:
𝛽 𝜃 = min β 1 𝑛 ∑ 𝜌 𝜃 𝑛 𝑖=1 (𝑊 𝑖 − 𝑋 𝑖 𝛽 𝜃 ) .......(1.10) di mana,
𝜌 𝜃 (𝑢) = { 𝜃 ∗ 𝑢, 𝑢 ≥ 0
(𝜃 − 1) ∗ 𝑢, 𝑢 < 0
𝜌 𝜃 (𝑢) disebut juga sebagai Check Function dan error dugaan  dari  W  adalah 𝑒 𝑖 = 𝑊 𝑖 − 𝑋 𝑖 𝛽 𝜃 .  Menurut Buchinsky  (1998),  keuntungan  dari  metode  ini  untuk memberikan  perkiraan  yang  kuat  dari  vektor koefisien,  yang  membuat  mereka  tidak  sensitif terhadap  outlier  dalam  variabel  independen.  Selain itu, suatu perkiraan yang lebih efisien dari model OLS ketika error tidak  terdistribusi  normal  sehingga memperjelas  efek  variabel  independen  terhadap variabel  dependen  seluruh  distribusinya.  Mengikuti metode  Buchinsky  (1998),  maka  setiap  kuantil  akan diperkirakan  matriks  varians-kovarians  koefisien dengan  metode  bootstrap  (metode  resampling  untuk
menghitung  selang  kepercayaan  bagi β ),  di  mana perkiraan dari kuantil dilakukan secara bersamaan.
Saperti dekomposisi Oaxaca-Blinder yang mengandalkan  pada  konstruksi  rata-rata  log  upah counterfactual ,  dekomposisi  Machado  dan  Mata dalam  rangka  mendekomposisi  perbedaan  antara  dua distribusi  upah juga  membangun  upah counterfactual di seluruh distribusi upah. Pada dasarnya, dekomposisi  Machado  dan  Mata  adalah  generalisasi dari  dekomposisi  rata-rata  Oaxaca-Blinder  untuk dekomposisi  kuantil.  Kesenjangan  upah  jender  di masing-masing  kuantil,  merupakan  perbedaan  antara distribusi  log  upah laki-laki  dan log  upah  perempuan di kuantil tersebut, yang kemudian dapat didekomposisi menggunakan distribusi upah kontrafaktual.  Prosedur  dekomposisi  menggunakan simulasi sebagai berikut:
1. Menghasilkan random  sample berukuran  n  dari distribusi seragam 𝑈[0,1]: 𝑢 1 𝑢 2 … , 𝑢 𝑛 .
2. Mengestimasi  koefisien  regresi  kuantil  pada setiap 𝑢 1 𝑢 2 … , 𝑢 𝑛 secara terpisah untuk pekerja laki-laki
dan
perempuan: {𝛽̂ 𝑚𝑢 𝑗 } 𝑗=1 𝑛 , 𝑑𝑎𝑛  {𝛽̂ 𝑓𝑢 𝑗 } 𝑗=1 𝑛
3. Mengambil random  sample dengan replacement untuk  ukuran  n  =  1000  dari  distribusi  kovariat laki-laki dan perempuan secara terpisah. Random sample dinotasikan dengan: {X ̃ mj } j=1 n , dan{X ̃ fj } j=1 n
4. Distribusi counterfactual sebagai    berikut
{Y j cf = X ̃ mj β̂ fu j }  atau  {Y j cf = X ̃ fj β̂ mu j } untuk j = 1,2,...,n.
Distribusi  upah counterfactual pertama  merupakan distribusi  log  upah  laki-laki  yang  dibayar  sesuai dengan struktur upah perempuan, karena menggunakan  kovariat  laki-laki  dan returns  of women . Distribusi upah counterfactual kedua merupakan kasus di mana perempuan mempertahankan karakteristik mereka
dan mendapatkan upah seperti laki-laki.
Pada  kuantil 𝜃 𝑡ℎ ,  perbedaan  antara  estimasi  kuantil bersyarat  log  upah  untuk  pria, 𝑄̂ 𝑚 (𝜃) ,  dan  estimasi kuantil  bersyarat  dari  log  upah  perempuan, 𝑄̂ 𝑓 (𝜃) , bisa di dekomposisi sebagai berikut:
𝑄̂ 𝑚 (𝜃) − 𝑄̂ 𝑓 (𝜃) =    [𝑄̂ 𝑚 (𝜃) − 𝑄̂ 𝑐𝑓 (𝜃)]   +   [𝑄̂ 𝑐𝑓 (𝜃) − 𝑄̂ 𝑓 (𝜃)] ..(1.11)
“E” Explained “D” Unexplained
Male treatment Advantage Female treatment Advantage “E” Explained “D” Unexplained
di  mana 𝑄̂ 𝑐𝑓 (𝜃) adalah  estimasi  kuantil  tak bersyarata  log  upah  kontrafakta  dengan  acuan karakteristik perempuan dan struktur upah laki-laki. Penelitian ini menggunakan data sekunder dari Survei Angkatan  Kerja  Nasional  (Sakernas)  bulan  Agustus 2008  sampai  dengan  2012  dengan  unit  analisis anggota  rumah  tangga  usia  15  sampai  dengan  65 tahun  dan  masuk  dalam  kelompok  angkatan  kerja, baik perempuan maupun laki-laki. Variabel dependen untuk  analisis  kesenjangan  upah  pekerja  menurut jender akan diestimasi dengan menggunakan upah riil per  jam.  Upah  per  jam  lebih  tepat  digunakan dibandingkan  dengan  upah  per  bulan  dalam mengestimasi  upah  pekerja  karena  jumlah  jam  kerja wanita  cenderung  lebih  rendah  daripada  laki-laki. Selain itu, upah riil dapat lebih mencerminkan tingkat upah  buruh  dengan  lebih  realistis.  Sementara  itu, variabel Independen  yang akan digunakan antara lain umur,  masa  kerja,  pendidikan,  status  tempat  tinggal, lapangan  pekerjaan,  wilayah  jenis  pekerjaan,  dan status perkawinan.

## HASIL  PERHITUNGAN  DEKOMPOSISI OAXACA-BLINDER DAN MACHADO MATA
Hasil Dekomposisi Oaxaca-Blinder
Tabel  1.  dan  tabel  2.  di  Lampiran  menyajikan  hasil dekomposisi Oaxaca-Blinder. Kolom pertama mengacu  pada  kasus  yang  mengasumsikan  bahwa struktur  upah  non-diskriminatif  pada  laki-laki (persamaan 1.6), kolom kedua mengacu pada kasus di mana koefisien perempuan yang digunakan (persamaan  1.7),  dan  kolom  ketiga  adalah  struktur upah  koefisien  laki-laki  dan  perempuan  ( pooled ) (persamaan  1.8).  Sementara  itu,  baris  pertama  dan kedua dari tabel menyajikan rata-rata log kesenjangan upah  riil  menurut  jenis  kelamin,  baris  ketiga  dan keempat menjelaskan komponen explained (“E”) dari kesenjangan  upah,  serta  baris  kelima  dan  keenam menjelaskan  komponen  diskriminasi  (“D”).  Baris berikutnya  menguraikan  koefisien  dari  karakteristik pekerja pada explained dan unexplained .
Hasil  dekomposisi  Oaxaca-Blinder  menunjukkan bahwa  rata-rata  kesenjangan  log  upah  riil  menurut jender  pada  tahun  2008  sampai  dengan  2012  sebesar 0.208 - 0.261, artinya laki-laki menerima tingkat upah riil  20.8%  -  26.1%  lebih  tinggi  dari  perempuan. Kesenjangan upah riil antara laki-laki dan perempuan tersebut  dapat  disebabkan  oleh  perbedaan  faktor- faktor karakteristik ( explained ) seperti umur, pendidikan,  pelatihan,  masa  kerja,  jenis  pekerjaan, lapangan  pekerjaan,  serta  dapat  disebabkan  oleh
perbedaan yang muncul karena pengaruh faktor-faktor yang  tidak  teramati  atau  tidak  dapat  dijelaskan ( unexplained ) terhadap perbedaan upah yang diindikasi sebagai diskriminasi. Dalam rentang waktu 5  tahun  tersebut  tidak  menunjukkan  penurunan, bahkan rata-rata kesenjangan upah riil menurut jender terendah yang tercatat pada tahun 2008 sebesar 20.8% meningkat  menjadi  26.1%  pada  tahun  2009. Sedangkan  pada  tahun  2010  hingga  2012,  rata-rata kesenjangan  upah  riil  menurut  jender  berkisar  22%. Komponen diskriminasi ( unexplained ) hampir sepenuhnya  bertanggung  jawab  atas  keseluruhan kesenjangan upah riil antara laki-laki dan perempuan, terutama pada  tahun 2010 hingga 2012. Lebih lanjut, persentase  komponen  diskriminasi ( unexplained ) dari kesenjangan  upah  riil  menurut  jender  lebih  dari seratus persen. Artinya, jika tanpa adanya diskriminasi maka perempuan akan memperoleh upah yang  lebih  tinggi  dari  pada  laki-laki.  Dengan demikian, karakteristik individu dari perempuan tidak seluruhnya  lebih  rendah  dibandingkan  dengan  laki- laki, tetapi itu adalah return pada karakteristik pekerja (pengaruh koefisien) yang menyebabkan kesenjangan upah antara laki-laki dan perempuan terbuka lebar.
Secara  rinci,  rata-rata  kesenjangan  upah  riil  menurut jender  pada  Tabel  1.  dan  2.  memperlihatkan  bahwa hampir  separuh  variabel  dari  umur,  daerah  tempat tinggal,  pendidikan,  pelatihan,  masa  kerja,  jenis pekerjaan/jabatan,  dan  kelompok  dummy  lapangan pekerjaan  utama  menunjukkan  tanda  negatif  pada koefisien karakteristik ( explained ). Hal ini menunjukkan  bahwa  karakteristik  pekerja  perempuan hampir  sama  dengan  laki-laki,  bahkan  beberapa karakteristik  perempuan  cenderung  lebih  tinggi  dari laki-laki. Misalnya kategori pendidikan pada koefisien karakteristik  ( explained )  menunjukkan  nilai  negatif pada  SMA  tahun  2008  –  2010  dan    perguruan  tinggi pada  tahun  2011  -  2012,  kondisi  ini  menunjukkan bahwa  pekerja  perempuan  yang  tamat  SMA  pada tahun  2008  –  2010  dan  tamat  perguruan  tinggi  pada tahun 2011 – 2012 lebih tinggi dari pada pekerja laki- laki,  hal  ini  memberi  gambaran  bahwa  perempuan berhasil  menikmati  dunia  pendidikan  terutama pendidikan tinggi. Meluasnya kesempatan mengenyam pendidikan sampai pendidikan tinggi ini, memungkinkan penyempitan jurang kesenjangan upah antar  jender.  Tabel  1.  dan  2.  menunjukkan  bahwa pada tahun 2008 – 2012 kategori pekerja proffesional dan pekerja juru tulis memiliki koefisien karakteristik ( explained )  negatif,  kondisi  ini  menyiratkan  bahwa pekerja  perempuan  lebih  diterima  dan  mampu bersaing bahkan mendominasi jenis pekerjaan/jabatan ini dbandingkan pekerja laki-laki, sehingga kondisi ini jugalah  yang  dapat  menyempitkan  kesenjangan  upah
antar  jender.  Keadaan  seperti  ini  menjelaskan  bahwa perempuan  telah  memiliki  karakteristik  yang  sama dengan laki-laki bahkan dalam beberapa hal memiliki karakteristik  yang  lebih  baik  daripada  laki-laki, sehingga  tanpa adanya  diskriminasi,  perempuan  akan memperoleh  upah  hampir  sama  bahkan  lebih  tinggi dari laki-laki karena keunggulan karakteristik mereka. Hasil  penelitian  ini  berbeda  dengan  penelitian Feridhanusetyawan  et  al.  (2001)  dan  Pirmana  (2006) yang  menunjukkan  bahwa  karakteristik  pekerja perempuan  kurang  dari  laki-laki,  sehingga  upah perempuan lebih rendah dari laki-laki.Penelitian lebih lanjut  yang  mencakup  tahun  yang  digunakan  oleh Pirmana  dan  penelitian  ini  dapat  menunjukkan  profil perempuan yang lebih komprehensif atas kesenjangan upah antar jender.
Tanda dan besaran untuk efek unexplained (diindikasikan sebagai diskriminasi) dari kesenjangan upah  antar  jender  pada  tahun  2008  sampai  dengan 2012 lebih bervariasi seperti yang terdapat pada Tabel 1. dan 2. di Lampiran. Efek negatif unexplained pada variabel tertentu  menunjukkan  bahwa  variabel terkait memberi  kontribusi  untuk  menyetarakan.  Dalam  hal menyamakan kedudukan antara laki-laki dan perempuan, Tabel 1. dan 2. di Lampiran menunjukkan bahwa return ke  pendidikan  lebih  tinggi  bagi perempuan daripada laki-laki . Pengurangan diskriminasi  karena  pendidikan  sangat  kuat  pada tahun  2009,  terutama  untuk  tingkat  SMA.  Daerah tempat  tinggal  di  kota  juga  berkontribusi  terhadap efek  diskriminasi  yang  lebih  kecil.  Demikian  pula untuk  umur  kuadrat  ( age  square )  dan  masa  kerja sebagai  proksi  dari  pengalaman,  memberikan  banyak kontribusi  dalam  mengurangi  kesenjangan  upah  riil antara  laki-laki  dan  perempuan.  Sedangkan  untuk kelompok  dummy  jenis  pekerjaan/jabatan  dan lapangan  pekerjaan  utama,  tanda  dan  besaran  efek explained berbeda  antara  tahun  2008  sampai  dengan 2012.  Misalnya  pada  tahun  2008  semua  kelompok dummy  jenis  pekerjaan/jabatan  efek explained bertanda  negatif,  sedangkan  pada  tahun  2008  dan 2012  sebaliknya.  Efek explained bertanda  positif mengartikan  bahwa  variabel  terkait  memberikan kontribusi  terhadap  diskriminasi  upah  di  Indonesia. Variabel  dummy  daerah  tempat  tinggal  (kota)  dan mengikuti  pelatihan  pada  tahun  2008  sampai  dengan 2012  berkontribusi  terhadap  diskriminasi  pada kesenjangan upah menurut jender di Indonesia.

## Hasil Dekomposisi Machado Mata
Tabel 3. di Lampiran menunjukkan hasil dekomposisi Machado  Mata  pada  Tahun  2008  sampai  dengan 2012.  Hasil  yang  ditunjukkkan  adalah  kesenjangan
upah  riil  menurut  jender  untuk  kuantil  10 th ,  25 th ,  50 th (median),  75 th dan  90 th dengan  mengacu  pada  kasus yang  mengasumsikan  bahwa  struktur  upah  non- diskriminatif  pada  laki-laki.  Kesenjangan  upah  riil menurut  jender  pada  kuantil  10 th sampai  dengan  90 th menunjukkan  penurunan  yang  mengindikasikan bahwa  adanya  efek  lantai  lengket  ( Sticky  Floor Effect ). Meskipun pada tahun 2008 kesenjangan upah riil  menurut  jender  pada  kuantil  10 th lebih  rendah daripada  kuantil  25 th .MenurutArulampalam  et  al. (2006), Sticky Floor didefinisikan ada jika kesenjangan  upah  kuantil  10 th lebih  tinggi  daripada kuantil  25 th sebesar  2%  point.  Tetapi  jika  kriteria diatas tidak terpenuhi, maka sebagai gantinya dengan membandingkan  kesenjangan  upah  pada  kuantil  10 th dan  persentil  50 th .  Tabel  4.8.  di  Lampiran menunjukkan  bahwa  kesenjangan  upah  riil  menurut jender di kuantil 10 th lebih tinggi daripada kuantil 25 th dan  50 th lebih  dari  2%  point.  Hal  ini  menjelaskan bahwa adanya efek lantai lengket ( Sticky Floor Effect ) di Indonesia pada tahun 2008 sampai dengan 2012.
Gambar  2.6.  di  Lampiran  memperjelas  adanya  Efek lantai  lengket  ( Sticky  Floor  Effect )  pada  kesenjangan upah riil menurut jender di Indonesia pada tahun 2008 sampai  dengan  2012.  Seperti  pada  tahun  2012, Kesenjangan  upah  riil  menurut  jender  pada  kuantil 10 th pada  tahun  2012  adalah  sebesar  0,392.  Artinya, perempuan  menerima  upah  0.392  kurang  dari  laki- laki.  Atau,  perempuan  mendapatkan  upah  0,608  dari jumlah yang diterima laki-laki. Kesenjangan upah riil menurut  jender  ini  terus  menyempit  ke  kuantil  90 th . Efek  lantai  lengket  ( Sticky  Floor  Effect )  yang ditemukan  dalam  penelitian  ini,  kontras  dengan penelitian di negara-negara maju, di mana kesenjangan  upah  terus  melebar  dari  ujung  bawah menuju atas distribusi upah yang dikenal sebagai efek langit-langit  kaca  ( glass  ceiling  effect ).  Albrect  et  al. (2003) merupakan salah satu jurnal yang mengidentifikasi  fenomena glass  ceiling  effect di Swedia.  Arumpalam  et  al.(2007)  meneliti  11  negara Eropa,  dalam  penelitian  mereka  ditemukan  bahwa hanya di Italia dan Spanyol yang menunjukkan Sticky Floor Effect , sedangkan di negara lainnya kesenjangan  upah  menunjukkan glass  ceiling  effect . Kee  (2005)  menemukan  bahwa  ada glass  ceiling effect yang kuat di pasar kerja sektor swasta Australia. Penelitian  di  India  (Khanna,  2012),  China  (Chi  dan Li,  2007),  Sri  Lanka  (gunewardena,  2008)  dan Thailand  (Adireksombat  et  al.,  2010)  menemukan Sticky Floor Effect untuk semua negara ini. Penelitian ini  memberikan  satu  bukti  lagi  bahwa  ditemukannya Sticky  Floor  Effect di  negara  yang  ekonominya sedang  berkembang.  Khanna  (2012)  di  hasil penelitiannya menyatakan bahwa tren yang
berkembang  menemukan  adanya Sticky  Floor  Effect di  negara  yang  ekonominya  sedang  berkembang  dan glass ceiling effect di negara-negara maju.
Kesenjangan  upah  riil  menurut  jender  terutama didorong  oleh  efek unexplained (yang  diindikasikan karena  adanya  diskriminasi)  yang  dominan  pada bagian  bawah  distribusi  upah.  Tabel  3.  dan  Gambar 2.8  di  Lampiran  menunjukkan  bahwa  kesenjangan upah yang disebabkan efek unexplained (diskriminasi)  jauh  lebih  tinggi  untuk  pekerja  yang menerima  upah  rendah  daripada  penerima  upah tinggi.  Gambar  2.8  di  Lampiran  memperlihatkan bahwa  perkembangan  kesenjangan  upah  antar  jender yang disebabkan oleh efek unexplained (diskriminasi) di  bagian  bawah  distribusi  upah  antara  tahun  2008 sampai  dengan  2012  semakin  melebar.    Hal  ini menunjukkan  bahwa  pekerja  perempuan  yang  berada di  bagian  bawah  distribusi  upah,  cenderung  lebih mudah memperoleh perlakuan diskriminasi dibandingkan  pekerja  perempuan  yang  berada  di bagian  atas  distribusi  upah.  Dengan  demikian, Sticky Floor muncul mungkinkarenadiskriminasi lebih besar di bagian bawah distribusi upah.
Distribusi karakteristik ( explained ) kurang menguntungkan  bagi  perempuan.  Tabel  3.  dan Gambar  2.7  di  Lampiran  menunjukkan  bahwa  di bagian  atas  distribusi  upah  perempuan  sebenarnya memiliki karakteristik yang lebih tinggi dibandingkan laki-laki.  Bahkan  untuk  tahun  2011  dan  2012 karakteristik perempuan lebih tinggi daripada laki-laki di  setiap  kuantil  dalam  distribusi  upah.  Hal  ini ditunjukkan  dengan  tanda  negatif  pada  nilai explained .  Artinya,  lebih  dari  100  persen  dari kesenjangan upah menurut jender dikarenakan adanya diskriminasi, dan tanpa adanya diskriminasi perempuan  akan  mendapatkan  upah  lebih  dari  laki- laki.  Hasil  penelitian  ini  mirip  dengan  Arulampalam et al . ( 2006) hasil untuk Belgia, Finlandia, Perancis, Italia  dan  Spanyol  ;  Montenegro  (2003  )  hasil  untuk Chile;  Chi  dan  Li  (2007)  hasil  untuk  China; Gunewardena (2008) hasil untuk Srilanka; Adireksombat et al. (2010) hasil untuk  Thailand; dan Khanna (2012 ) hasil untuk India. Jika dilihat tren dari perbedaan  karakteristik  ( explained )  dari  tahun  2008 sampai  dengan  2012,  karakteristik  perempuan meningkat  lebih cepat daripada  karakteristik  laki-laki di  seluruh  distribusi  upah.  Meskipun  karakteristik individu  hampir  sama  bahkan  lebih  dari  laki-laki  di seluruh  titik  distribusi  upah,  tetapi  diskriminasi hampir  sepenuhnya  bertanggung  jawab  atas Sticky Floor Effect .

## FENOMENA STICKY FLOOR
Satu  penjelasan  untuk  temuan Sticky  Floor  Effect yang  sering  dikutip  dalam  literatur  terkait  dengan diskriminasi  statistik  dengan  pemberi  kerja  yaitu karena  rendahnya  tingkat  partisipasi  angkatan  kerja perempuan. Jayaweera et. al. (2000) dalam Gunewardena  (2008)  mengatakan  bahwa  pekerja perempuan  di  bagian  bawah  distribusi  upah  adalah pekerja  perempuan  yang  rentan,  karena  mereka mayoritas  pekerja  di  sektor  informal.  Anggota kelompok  yang  kurang  beruntung  dan  terpinggirkan, seperti  perempuan,  bekerja  dalam  jumlah    yang sangat  besar  di  pekerjaan  sektor  informal,  yang memberikan  akuntabilitas,  stabilitas  dan  manfaat lebih  rendah    dari    pada  pekerjaan  di  sektor  formal. Seringkali  kegiatan  sektor  informal  mencerminkan kegiatan  sektor  formal.  Sektor  informal  berperan menunjang  produksi  di  sektor  formal  dalam  hal bahwa  banyak  pekerja  informal,  khususnya    pekerja yang  bekerja  di  bidang  manufaktur  atau  tekstil, melaksanakan banyak tugas yang sama seperti pekerja yang  bekerja  secara  formal.  Karena  sektor  informal memiliki tuntutan lebih sedikit dalam hal kompensasi dan  perlindungan  pekerja,  maka  barang  dapat diproduksi  dengan  biaya  lebih  rendah,  yang memungkinkan perusahaan memperoleh bahan masukan  lebih  murah.  Oleh  karena  itu,  Pembagian antara  sektor  formal  dan  informal  bisa  berperan sebagai  jenis  diskriminasi  kerja  terhadap  perempuan. Informalitas dapat  menjadi  sumber  diskriminasi  upah juga.  Diskriminasi  upah  berbasis  pasar  tenaga  kerja berakar  pada  argumen  bahwa,  meskipun  perempuan kerap  melaksanakan  tugas-tugas  dalam  pekerjaan informal  yang  mirip  dengan  atau  diperlukan  untuk produksi  di  sektor  formal,  mereka  tidak  menerima upah  yang  kompetitif  karena  mereka  tidak  memiliki akses  ke  perlindungan  regulatif,  manfaat  dan keberlanjutan  kerja  di  sektor  formal  (International Labour Organization, 2013).
Dalam  kasus  Indonesia,  norma-norma  patriarki merupakan  salah  satu  hambatan  paling  signifikan yang dihadapi oleh perempuan saat transisi dari pasar informal  ke  pasar  formal,  karena  pekerja  perempuan menghadapi  kendala  fisik  yang  cukup  besar  karena tanggung  jawab  rumah  tangga  mereka,  dan  terbatas pada  pekerjaan  yang  sesuai  untuk  perempuan.  Di Indonesia,  sikap    patriarki    tampak    menentukan banyak  hambatan  mendasar    pada    partisipasi angkatan  kerja.  International  Labour  Organization (2012) menyatakan bahwa peran dan tanggung jawab kerumahtanggaan perempuan, status subordinat perempuan  dalam  relasi  jender,  dan  sikap  patriarki terhadap  partisipasi  perempuan  dalam  kehidupan
ekonomi  dan  masyarakat,  semua  berperan  sebagai hambatan  sangat  besar  bagi  kemampuan  perempuan untuk  transisi  dari  pasar  tenaga  kerja  informal  ke pasar  tenaga  kerja  formal,  terutama  di  sektor  non- tradisional.  Memiliki  komitmen  utama  pada  tugas- tugas  rumah  tangga  menyiratkan  bahwa  pekerjaan  di luar rumah bagi perempuan hanyalah tambahan,  oleh karena  itu,    seorang    perempuan    yang  ingin mendapatkan  pekerjaan  di  sektor  formal  harus menerima  kenyataan bahwa dia akan memiliki beban tanggung  jawab  ganda  jika  ini  adalah  jalan  yang  dia pilih.  Komitmen  implisit  pada  tanggung  jawab kerumahtanggaan  berarti  bahwa  perempuan  tidak punya waktu banyak untuk memberikan dedikasi pada suatu  pekerjaan  di  sektor  formal  sebagaimana  halnya laki-laki,  sehingga  cenderung  membuat  mereka kurang produktif dan oleh karena itu kurang  menarik bagi  pemberi  kerja.  Bukti    semacam  itu  mendukung anggapan  bahwa    patriarki  memainkan  peran  penting di  masyarakat  Indonesia,  menentukan    keputusan yang dibuat baik di lingkup  publik  maupun pribadi. Peran  ganda    perempuan    dapat  membuatnya  kurang menarik  bagi  pemberi  kerja  karena  komitmen tambahannya  terhadap    rumah.  Tingkat  produktivitas lebih  rendah  yang  dirasakan    ini  dapat  bertindak sebagai  hambatan  untuk  pasar  tenaga  kerja  formal (International Labour Organization, 2013).
Efek sticky  floor menunjukkan  semakin  bergerak  ke atas  distribusi  upah,  kesenjangan  upah  antar  laki-laki dan perempuan oleh faktor-faktor yang tidak teramati ( un-observed ) terhadap perbedaan upah yang diindikasi  sebagai  diskriminasi  semakin  berkurang.
Khanna (2012) menyatakan bahwa pekerja perempuan  di  bagian  atas  distribusi  upah  dianggap memiliki  komitmen  yang  tinggi  dalam  pekerjaan  dan merupakan  pekerja  yang  stabil.  Hal  ini  dapat dikarenakan  pekerja  perempuan  pada  bagian  atas distribusi  upah  mempunyai  investasi  modal  manusia di  masa  lalu,  misalnya  memiliki  tingkat  pendidikan yang  tinggi,  sehingga  mereka  memiliki  keahlian khusus  yang  dihargai  oleh  pemberi  kerja.  Selain  itu, dengan  investasi  modal  manusia  yang  mereka  miliki, perempuan akan mempunyai posisi tawar yang tinggi dan mampu bersaing dengan laki-laki di pasar tenaga kerja  formal.Pekerja  perempuan  yang  mempunyai investasi  modal  manusia  yang  tinggi  cenderung bekerja menjadi elit terdidik di perkotaan dan di posisi manajerial,  profesional  atau  lainnya.  Namun,  dalam kasus di mana norma-norma patriarki tidak sepenuhnya membatasi kemampuan perempuan untuk berpartisipasi  di  pasar  tenaga  kerja  formal,  norma- norma    tersebut  membatasi  perempuan  mengakses bidang  pekerjaan  tertentu  di  sektor  formal  dan mendapatkan tingkat upah yang sama dengan laki-laki
(International  Labour  Organization  (2013)).  Hal  ini menunjukkan  bahwa  meskipun  pekerja  perempuan sudah  mampu  bersaing  dengan  pekerja  laki-laki  di sektor  formal,  tetapi  masih  terjadi  kesenjangan  upah antar  jender  oleh  faktor-faktor  yang  tidak  teramati atau  diindikasikan  sebagai  diskriminasi,  walaupun tidak setinggi di bagian bawah distribusi upah.

## KESIMPULAN
Penelitian  ini  menggunakan  data  Survei  Angkatan Kerja  Nasional  (SAKERNAS)  Tahun  2008  sampai dengan  2012,  untuk  menghitung  kesenjangan  upah pekerja  menurut  jender  di  Indonesia.  Fokus  dari penelitian ini tidak hanya pada tingkat rata-rata, tetapi juga  untuk  melihat  kesenjangan  upah  antar  jender  di berbagai titik distribusi upah.
Hasil  dekomposisi  Oaxaca-blinder  menunjukkan bahwa  diskriminasi  ( unexplained )  mendominasi  rata- rata  kesenjangan  upah  antar  jender.  Dengan spesifikasi yang berbeda, efek unexplained (diskriminasi) menyumbang lebih dari 90% dari rata- rata  kesenjangan  upah  antar  jender  pada  setiap periode penelitian (Tahun 2008 sampai dengan 2012). Bahkan  pada  tahun  2010-2012,  persentase  rata-rata kesenjangan  upah  antar  jender  adalah  lebih  dari seratus persen. Artinya, jika tanpa adanya diskriminasi maka perempuan akan memperoleh upah yang lebih tinggi dari pada laki-laki.
Penelitian ini juga menerapkan dekomposisi Machado Mata  untuk  menguraikan  kesenjangan  upah  menurut jender  di  masing-masing  kuantil.  Dekomposisi Machado  Mata  jauh  lebih  informatif  daripada dekomposisi  Oaxaca-Blinder  dan  sangat  penting untuk  penelitian  kesenjangan  upah  menurut jender  di seluruh  distribusi  upah.  Hasil  dekomposisi  Machado Mata  menunjukkan  bahwa  kesenjangan  upah  riil menurut  jender  pada  kuantil  10 th sampai  dengan  90 th menunjukkan  penurunan  yang  mengindikasikan bahwa adanya efek lantai lengket ( Sticky Floor Effect ) di  Indonesia  pada  tahun  2008  sampai  dengan  2012. Kesenjangan  upah  riil  menurut  jender  terutama didorong oleh komponen unexplained (yang diindikasikan  karena  adanya  diskriminasi),  yang  jauh lebih  tinggi  untuk  pekerja  yang  menerima  upah rendah  daripada  penerima  upah  tinggi.  Sedangkan komponen explained (yaitu  kesenjangan  upah  riil menurut jender karena perbedaan karakteristik) cukup rendah di setiap kuantil dalam distribusi upah.
Hasil  penelitian  menunjukkan  bahwa  diskriminasi merupakan  bagian  utama  dari  kesenjangan  upah  riil menurut  jender  di  semua  titik  distribusi  upah,
terutama pada bagian bawah distribusi upah. Fakta ini sangat  menyarankan  bahwa  meskipun  peraturan perundang-undangan  di  Indonesia  menetapkan  upah yang  sama  dan  kesempatan  kerja  yang  sama,  namun masih  ditemukan  kurangnya  penghargaan  terhadap keterampilan  perempuan  di  pasar  kerja.  Sehingga untuk  mencapai  kesetaraan  jender  perlu  adanya penegakan hukum yang kuat. Selain itu, para pembuat kebijakan harus merancang strategi untuk mengendalikan pelebaran kesenjangan upah, terutama kesenjangan  upah  di  bagian  bawah  distribusi upah.Kebijakan  yang  dirancang  sebaiknya  bukan hanya kebijakan standar untuk meningkatkan karakteristik  produktif  perempuan  saja,  tetapi  juga kebijakan  yang  mempromosikan  ekuitas  (keadilan) jender  dalam  perekrutan,  dan  ditempat  kerja  (seperti: penitipan  anak,  cuti  hamil,  cuti  haid  dan  lain-lain) yang  pada  akhirnya  akan  mengurangi  waktu  yang dihabiskan dari angkatan kerja perempuan.

## DAFTAR PUSTAKA
Adireksombat,  K.,  Fang,  Z.,  &  Sakellariou,  C.  2010.  The Evolution  of  Gender  Wage  Differentials  and Discrimination in Thailand: 1991-2007{An Application of Unconditional Quantile Regression}.
MPRA Paper No. 27516 .
Albrecht,  J.,  A.  van  Vuuren  and  S.  Vroman.  2004. Decomposing  the  Gender  Wage  Gap  in  the Netherlands  with  Sample  Selection  Adjustments. Tinbergen Institute Discussion Paper .
Arulampalam,  W.,  Booth,  A.  L.,  &  Bryan,  M.  L.  2006.  Is
There  a  Glass  Ceiling  over  Europe?  Exploring  the Gender  Wage  Gap  Across  the  Wages  Distribution. Industrial  and  Labor  Relations  Review ,  Vol.60(2), 161-186.
Badan Pusat Statistik. 2011. Pedoman Umum Pelaksanaan Survei Khusus Angkatan Kerja Tahun 2012 . Jakarta.
Becker,  Gary  S.  1985.  Human  Capital,  Effort,  and  The Sexual Division of Labor. Journal of Labor: Trends in Women’s Work, Education, and Family Building Economics ,  Vol.  3,  Issue  I  Part  2  (January,  1985) . The University of Chicago Press.
Blinder, A. 1973. Wage Discrimination: Reduced Form and Structural Estimates. Journal of Human
Resources ,Vol. 8(4), 436-455.
Buchinsky,  Moshe.  1998.  Recent  Advances  in  Quantile Regression  Models. Journal  of  Human  Resources , Vol. 33(1), 88–126.
Chi,  Wei  &  Li,  Bo.  2007.  Glass  Ceiling  or  Sticky  Floor?
Examining  the  Gender  Pay  Gap  across  the  Wage Distribution in Urban China, 1987-2004. Journal of Comparative Economics , Vol. 36, 243–263.
Christofides, L. N., Polycarpou, A., & Vrachimis, K. 2010. The  Gender  Wage  Gaps,  'Sticky  Floors'  and  'Glass Ceilings'  of  the  European  Union. IZA  Discussion Papers, No. 5044.
Cotton,  J.  1988.  On  the  Decomposition  of  Wage Di ﬀ erentials. The  Review  of  Economics  and Statistics, Vol. 70, 236–243.
de  la  Rica,  S.,  Dolado,  J.  J.,  &  Llorens,  V.  2005.  Ceiling and  Floors:  Gender  Wage  Gaps  by  Education  in Spain. IZADiscussion Paper , No. 1483. Institute for the Study of Labor (IZA)
DiNardo,  J.,  Fortin  N.  M.,  &  Lemieux  T.  1996.  Labor Market  Institutions  and  the  Distribution  of  Wages,
1973-1992: A Semiparametric Approach. Econometrica Vol. 64(5), 1001-1044.
Feridhanusetyawan  et  al.    2001.  The  male-female  wage differentials  in  Indonesia.  Centre  for  Strategic International Studies Working Paper Series. 14 Juli, 2013. http://aldinosuprima.blog.uns.ac.id/files/2010/06/the -male-female-wage-differentials-in-indonesia.pdf.
Firpo S., Fortin N. M., and Lemieux T. 2007. Decomposing Wage  Distributions  using  Recentered  Influence Functions  Regressions .  Mimeo,  University  of British Columbia.
Goldin,  C.,  &  Polachek,  S.  1987.  Residual  differences  by sex:  Perspectives  on  the  gender  gap  in  earnings. In American Economic Review , Vol. 77(2), 143-151.
Gunewardena, D., Abeyrathna, D., Ellagala, A., Rajakaruna, K.,  & Rajendran  S. March 2008. Glass Ceilings, Sticky Floors or Sticky Doors? A Quantile Regression  Approach  to  Exploring  Gender  Wage Gaps  in  Sri  Lanka. PMMA  Working  Paper, No.
2008-04 Available at SSRN.
http://ssrn.com/abstract=1124158 or http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.1124158
International  Labour  Organization.  2013. Perempuan  dan Kepemimpinan. Jakarta, Indonesia.
International  Labour  Organization.  2012. Labour  and social trends in Indonesia 2011: Promoting job-rich growth in province s. Jakarta, Indonesia.
Jacobsen,  Joyce  P.  1994. The  Economic  of  Gender . Massachusets, Blackwell.
Jann,  B.  2008.  A  STATA  implementation  of  the  Blinder- Oaxaca  decomposition. ETH  Zurich  Sociology Working paper No.5.
http://repec.ethz.ch/rsc/ets/wpaper/jann_oaxaca.pdf
Kee,  H.  J.  2005.  Glass  Ceiling  or  Sticky  Floor?  Exploring the  Australian  Gender  Pay  Gap  Using  Quantile Regression  and  Counterfactual  Decomposition Methods. Discussion Paper , No. 487.
Khanna,  S.  2012.  Gender  wage  discrimination  in  India: Glass  ceiling  or  sticky  floor?. Working  Paper  of Delhi School of Economics , No. 214.
Koenker,  R.  and  G.  Bassett.  1978.  Regression  Quantiles. Econometrica , Vol.46(1), 33-50.
Machado, J., & Mata J. 2005. Counterfactual Decomposition  of  Changes  in  Wage  Distributions Using  Quantile  Regression  Models. Journal  of Applied Econometrics , No. 20, 445-465.
Neumark,  D.  1988.  Employers’  Discriminatory  Behavior and  the  Estimation  of  Wage  Discrimination. The Journal of Human Resources , Vol. 23, pp. 279–295. http://pta.trunojoyo.ac.id/uploads/journals/09023110 0073/090231100073.pdf
Oaxaca,  R.L.  1973.  Male-female  wage  differentials  in urban  labor  markets. In  International  Economic Review , Vol.  13(3), 693-709.
Oaxaca,  R.  L.,  &  M.  R.  Ransom.  1994.  On  discrimination and the decomposition of wage di ﬀ erentials. Journal of Econometrics , Vol. 61, 5–21.
Oaxaca,  R.  L.,  &  M.  Ransom.  1998.  Calculation  of approximate  variances  for  wage  decomposition differentials. Journal  of  Economic  and  Social Measurement , Vol. 24, 55–61.
Pirmana,  Viktor.  2006.  Earnings  Differential  Between Male-Female In Indonesia: Evidence From Sakernas Data. Working Paper in Economics and Development Studies , No.200608.
Reimers,  C.  W.  1983.  Labor  Market  Discrimination
Against  Hispanic  and  Black  Men. The  Review  of Economics and Statistics , Vol. 65, 570–579.

## LAMPIRAN
Tabel 1.   Hasil Model  Dekomposisi  Oaxaca-Blinder  dengan menggunakan  struktur  upah  (SU)  Laki-laki  (L); Perempuan (P); serta laki-laki dan perempuan ( Pooled ) Tahun 2008 dan 2009
Dekomposisi Tahun 2008 Tahun 2009 L (SU) P (SU) Pooled (SU) L (SU) P (SU) Pooled (SU) Total Kesenjangan Upah 0.208 0.208 0.208 0.261 0.261 0.261 Persentase Total Kesenjangan Upah (%) 100 100 100 100 100 100 Explained (E) 0.022 0.011 0.018 0.012 0.017 0.013 Persentase Explained (%) 10.663 5.043 8.732 5.552 6.558 4.796 Unexplained (D) 0.186 0.198 0.190 0.249 0.244 0.248 Persentase Unexplained (%) 89.337 94.957 91.268 95.448 93.442 95.204 explained age 0.120 0.087 0.108 0.106 0.077 0.098 age2 -0.087 -0.069 -0.079 -0.079 -0.061 -0.075 kota -0.004 -0.014 -0.007 -0.009 -0.013 -0.010 sd 0.009 0.009 0.010 0.006 0.008 0.007 smp 0.044 0.048 0.046 0.051 0.067 0.059 sma -0.097 -0.098 -0.099 -0.096 -0.122 -0.109 pt 0.004 0.004 0.004 0.004 0.005 0.005 kawin 0.012 0.002 0.008 0.010 0.003 0.007 pelatihan -0.001 -0.001 -0.001 -0.001 -0.001 -0.001 mskerja 0.026 0.042 0.031 0.027 0.044 0.033 p_prof -0.029 -0.007 -0.025 -0.027 -0.029 -0.026 p_manajer 0.006 0.005 0.006 0.012 0.015 0.012 p_jrtulis -0.008 -0.002 -0.008 -0.009 -0.016 -0.012 p_pjualan -0.002 0.006 -0.001 0.002 -0.002 0.001 p_jasa -0.005 0.016 -0.002 0.000 0.001 0.000 p_prod 0.012 -0.031 0.007 -0.004 0.000 -0.003 industri -0.001 0.010 0.000 0.007 0.003 0.006 jasa 0.014 -0.003 0.013 0.003 0.027 0.011 jawa 0.008 0.006 0.007 0.010 0.008 0.009 unexplained age 0.349 0.382 0.361 0.301 0.329 0.309 age2 -0.101 -0.119 -0.109 -0.103 -0.121 -0.107 kota -0.095 -0.085 -0.092 -0.042 -0.038 -0.041 sd 0.007 0.008 0.007 -0.027 -0.028 -0.028 smp -0.020 -0.024 -0.022 -0.061 -0.078 -0.070 sma -0.002 -0.001 0.000 -0.066 -0.040 -0.053 pt -0.001 -0.001 -0.001 -0.003 -0.004 -0.004 kawin 0.067 0.077 0.071 0.052 0.059 0.055 pelatihan 0.002 0.002 0.002 0.002 0.002 0.002 mskerja -0.064 -0.079 -0.069 -0.068 -0.085 -0.074 p_prof 0.062 0.041 0.058 -0.008 -0.005 -0.008 p_manajer 0.001 0.001 0.000 -0.002 -0.006 -0.003 p_jrtulis 0.029 0.023 0.028 -0.025 -0.018 -0.023 p_pjualan 0.037 0.028 0.035 -0.015 -0.010 -0.013 p_jasa 0.041 0.020 0.038 -0.006 -0.007 -0.006 p_prod 0.070 0.113 0.075 -0.020 -0.025 -0.021 industri -0.043 -0.055 -0.044 0.015 0.019 0.016 jasa -0.097 -0.080 -0.096 0.145 0.120 0.137 jawa -0.019 -0.017 -0.018 -0.020 -0.018 -0.019 _cons -0.036 -0.036 -0.036 0.199 0.199 0.199
Tabel 2.   Hasil Model  Dekomposisi  Oaxaca-Blinder  dengan menggunakan  struktur  upah  (SU)  Laki-laki  (L); Perempuan (P); serta laki-laki dan perempuan ( Pooled ) Tahun 2010 - 2012
Dekomposisi Tahun 2010 Tahun 2011 Tahun 2012 L (SU) P (SU) Pooled (SU) L (SU) P (SU) Pooled (SU) L (SU) P (SU) Pooled (SU) Total Kesenjangan Upah 0.220 0.220 0.220 0.219 0.219 0.219 0.221 0.221 0.221 Persentase Total Kesenjangan Upah (%) 100 100 100 100 100 100 100 100 100 Explained (E) -0.016 -0.010 -0.015 -0.073 -0.062 -0.069 -0.042 -0.047 -0.042 Persentase Explained (%) -7.349 -4.27 -6.884 -33.600 -28.355 -31.629 -19.136 -21.189 -19.079 Unexplained (D) 0.236 0.230 0.235 0.292 0.281 0.288 0.263 0.268 0.263 Persentase Unexplained (%) 107.349  104.727  106.884 133.600 128.355 131.629 119.136 121.189 119.079 explained age 0.097 0.065 0.086 0.014 0.014 0.014 0.020 0.016 0.018 age2 -0.072 -0.050 -0.065 -0.006 -0.005 -0.005 -0.012 -0.009 -0.011 kota -0.008 -0.012 -0.009 -0.002 -0.008 -0.004 -0.002 -0.007 -0.004 sd 0.011 0.012 0.012 0.004 0.003 0.004 0.004 0.003 0.003 smp 0.039 0.046 0.044 0.014 0.015 0.014 0.009 0.011 0.009 sma -0.092 -0.105 -0.100 0.023 0.024 0.023 0.018 0.020 0.018 pt 0.004 0.004 0.004 -0.078 -0.078 -0.077 -0.070 -0.078 -0.073 kawin 0.008 0.000 0.005 0.001 0.000 0.000 0.001 0.000 0.001 pelatihan -0.002 -0.001 -0.002 -0.004 -0.004 -0.004 -0.002 -0.002 -0.002 mskerja 0.024 0.040 0.029 -0.005 0.003 -0.003 0.006 0.008 0.006 p_prof -0.045 -0.044 -0.043 -0.034 -0.019 -0.030 -0.027 -0.009 -0.022 p_manajer 0.012 0.017 0.013 0.004 0.005 0.004 0.004 0.004 0.004 p_jrtulis -0.012 -0.017 -0.014 -0.012 -0.011 -0.013 -0.009 -0.007 -0.010 p_pjualan 0.000 -0.003 -0.001 -0.013 0.003 -0.011 -0.018 0.001 -0.015 p_jasa 0.000 0.002 0.001 -0.002 0.013 0.002 -0.005 0.007 -0.002 p_prod 0.001 -0.007 -0.001 -0.002 -0.027 -0.006 0.012 -0.030 0.005 industri 0.005 0.001 0.004 0.006 0.007 0.004 0.006 0.006 0.004 jasa 0.009 0.038 0.018 0.013 0.001 0.014 0.019 0.017 0.021 jawa 0.005 0.005 0.005 0.004 0.003 0.004 0.005 0.003 0.005 unexplained age 0.358 0.389 0.368 0.042 0.043 0.042 0.252 0.256 0.254 age2 -0.135 -0.157 -0.142 -0.062 -0.063 -0.062 -0.136 -0.139 -0.137 kota -0.050 -0.046 -0.049 -0.060 -0.054 -0.058 -0.055 -0.050 -0.054 sd -0.007 -0.008 -0.008 0.030 0.032 0.031 0.011 0.012 0.011 smp -0.027 -0.034 -0.032 -0.005 -0.006 -0.005 -0.008 -0.010 -0.009 sma -0.031 -0.017 -0.022 -0.005 -0.005 -0.004 -0.018 -0.020 -0.018 pt -0.001 -0.002 -0.002 -0.001 0.000 -0.001 -0.019 -0.011 -0.016 kawin 0.069 0.077 0.072 0.072 0.072 0.072 0.074 0.074 0.074 pelatihan 0.005 0.005 0.005 0.000 0.000 0.000 0.001 0.001 0.001 mskerja -0.068 -0.084 -0.073 -0.024 -0.031 -0.026 -0.029 -0.031 -0.029 p_prof 0.004 0.003 0.002 0.030 0.016 0.027 0.037 0.020 0.033 p_manajer -0.005 -0.010 -0.006 0.000 -0.001 0.000 0.000 0.000 0.000 p_jrtulis -0.023 -0.018 -0.021 0.002 0.002 0.003 0.007 0.005 0.008 p_pjualan -0.011 -0.008 -0.010 0.034 0.018 0.031 0.042 0.022 0.038 p_jasa -0.004 -0.005 -0.004 0.032 0.017 0.027 0.025 0.014 0.022 p_prod 0.026 0.034 0.028 0.027 0.052 0.031 0.050 0.092 0.057 industri 0.012 0.015 0.013 -0.003 -0.004 -0.001 0.000 0.000 0.002 jasa 0.154 0.126 0.145 -0.049 -0.037 -0.050 -0.007 -0.005 -0.009 jawa -0.006 -0.005 -0.006 -0.026 -0.025 -0.026 -0.041 -0.039 -0.040 _cons -0.025 -0.025 -0.025 0.258 0.258 0.258 0.078 0.078 0.078
Tabel 3. Hasil Dekomposisi Machado-Mata (MM) Tahun 2008-2012
Dekomposisi 2008 2009 2010 2011 2012 Absolut (%) Absolut (%) Absolut (%) Absolut (%) Absolut (%) 10th Total Kesenjangan Upah 0.285 100 0.435 100 0.385 100 0.398 100 0.392 100 Explained (E) 0.009 3.037 0.050 11.402 0.029 7.609 -0.016 -4.108 -0.007 -1.898 Unexplained (D) 0.276 96.963 0.385 88.598 0.355 92.391 0.414 104.108 0.400 101.898 25th Total Kesenjangan Upah 0.289 100 0.371 100 0.316 100 0.325 100 0.325 100 Explained (E) 0.051 17.599 0.046 12.480 0.025 7.912 -0.010 -3.211 -0.003 -0.788 Unexplained (D) 0.238 82.401 0.325 87.520 0.291 92.088 0.335 103.211 0.328 100.788 50th Total Kesenjangan Upah 0.227 100 0.259 100 0.216 100 0.209 100 0.216 100 Explained (E) 0.038 16.697 0.014 5.567 -0.010 -4.429 -0.035 -17.002 -0.025 -11.683 Unexplained (D) 0.189 83.303 0.244 94.433 0.225 104.429 0.244 117.002 0.241 111.684 75th Total Kesenjangan Upah 0.153 100 0.159 100 0.129 100 0.107 100 0.114 100 Explained (E) -0.032 -20.686 -0.040 -25.115 -0.078 -60.096 -0.108 -100.840 -0.080 -70.184 Unexplained (D) 0.185 120.686 0.199 125.115 0.207 160.096 0.214 200.840 0.194 170.184 90th Total Kesenjangan Upah 0.098 100 0.099 100 0.068 100 0.057 100 0.058 100 Explained (E) -0.076 -77.018 -0.039 -39.665 -0.069 -100.958 -0.164 -288.783 -0.133 -229.359 Unexplained (D) 0.174 177.019 0.139 139.665 0.137 200.958 0.221 388.781 0.190 329.357
Gambar 2.1.  Dekomposisi Kesenjangan Upah Menurut Jender
Gambar 2.3.   Dekomposisi Kesenjangan Upah Menurut Jender Tahun 2010
Gambar 2.2.   Dekomposisi Kesenjangan Upah Menurut Jender
Tahun 2009 Gambar 2.4.  Dekomposisi Kesenjangan Upah Menurut JenderTahun 2011 -0.100 0.000 0.100 0.200 0.300 0.400 Efek Log Up ah

## Dekomposisi Kesenjangan Upah Jender Tahun 2008
Total Perbedaan
Explained (E)
Unexplained (D) -0.200 0.000 0.200 0.400 0.600 Efek Log Up ah

## Dekomposisi Kesenjangan Upah Jender Tahun 2010
Total
Perbedaan Explained (E) Unexplained (D) -0.200 0.000 0.200 0.400 0.600 Efek Log Up ah

## Dekomposisi Kesenjangan
Upah Jender Tahun 2009 Total Perbedaan
Explained (E)
Unexplained (D) -0.200 0.000 0.200 0.400 0.600 Efek Log Up ah

## Dekomposisi Kesenjangan
Upah Jender Tahun 2011 Total
Perbedaan
Explained (E)
Unexplained (D)
Gambar 2.5.  Dekomposisi Kesenjangan Upah
Menurut Jender Tahun 2012
Gambar 2.7.Efek Explained (Karakteristik) Tahun 2008-2012
Gambar 2.6.  Kesenjangan  Upah  Menurut  Jender  Tahun
2008-2012
Gambar 2.8.   Efek Unexplained (Diskriminasi) Tahun 2008- 2012 -0.200 0.000 0.200 0.400 0.600 Efek Log Up ah

## Dekomposisi Kesenjangan Upah Jender Tahun 2012
Total
Perbedaan
Explained (E) Unexplained (D) -0.200 -0.150 -0.100 -0.050 0.000 0.050 0.100 10th 25th 50th 75th 90th Log Up ah 2008 2009 2010 2011 2012 0 0.1 0.2 0.3 0.4 0.5 10th 25th 50th 75th 90th Log Up ah 2008 2009 2010 2011 2012 0 0.1 0.2 0.3 0.4 0.5 10th 25th 50th 75th 90th Log Up ah 2008 2009 2010
2011 2012