Till statsrådet och chefen för Arbetsmarknadsdepartementet

Genom direktiv 1994:102 den 15 september 1994 beslutades att tillsätta en särskild utredare för att kartlägga och analysera fördelningen av ekonomisk makt och ekonomiska resurser mellan kvinnor och män. Den 19 maj 1995 utsågs landshövding Kristina Persson, Östersund, till utredare. Utredningen har antagit namnet Kvinnomak-

tutredningen.

Den 1 augusti 1995 tillkallades såsom vetenskapliga experter Göran Ahrne, professor i sociologi vid Stockholms universitet, Anna G. Jónasdóttir, FD och universitetslektor vid Högskolan i Örebro, Inga Persson, professor i nationalekonomi vid Lunds universitet, Elisabeth Sundin, docent i företagsekonomi och biträdande professor vid tema Teknik och social förändring vid Linköpings universitet samt Eskil Wadensjö, professor i arbetsmarknadspolitik vid Stockholms universitet. Sekreterare i utredningen har varit Anita Nyberg, universitetslektor i nationalekonomi och docent vid tema Teknik och social förändring vid Linköpings universitet, och biträdande sekreterare FK Eva Lindblad och Gunilla Rapp.

Inom ramen för Kvinnomaktutredningen publiceras ett antal monografier och antologier. Experterna har i egenskap av redaktörer och monografiförfattare svarat för urval och utformning av de olika skrifterna, medan de enskilda artikelförfattarna ansvarar för innehållet i sina egna bidrag. Experter och artikelförfattare har arbetat under vetenskaplig självständighet.

Utredningsarbetet skall vara klart före den 31 december 1997. Skrifter publiceras dock successivt. Föreliggande skrift, Kvinnors och

mäns löner – varför så olika, utgör en av rapporterna i projektet

Ekonomiska regelsystem och ekonomiska resurser. Redaktörer är Inga Persson och Eskil Wadensjö.

Östersund och Linköping i november 1997

Kristina Persson

/

Anita Nyberg

1. En historia om löneutjämning

– kvinnors och mäns löner i långsiktigt perspektiv

LARS S

VENSSON

1.1. Inledning

”Kvinnornas lägre avlöning i förhållande till männens hör till de mest konstanta lagbundenheterna inom det ekonomiska livet.” Så formulerade sig ekonomiprofessorn Eli Heckscher 1914 i en promemoria som skrevs på uppdrag av 1912 års Lärarelönenämnd. Heckscher redovisade ett empiriskt material, bland annat från det svenska jordbruket, i vilket han hade observerat en påfallande stabilitet över tiden i förhållandet mellan kvinnors och mäns löner.

Utvecklingen skulle emellertid snart visa hur vanskligt det är att upphöja historisk erfarenhet till allmän lag. Några få år senare inleddes en period med snabb löneutjämning mellan könen på svensk arbetsmarknad. Inom industrin kom lönegapet att reduceras med ungefär 10 procentenheter mellan 1919 och 1922, och förändringen var av samma storleksordning i andra sektorer. Utvecklingen under de följande 75 åren fram till idag skulle allmänt utmärkas av variationer kring en starkt stigande trend i kvinnors relativa löner. Den genomsnittliga löneskillnaden mellan kvinnor och män beräknad på hela arbetsmarknaden minskade därvid från omkring 40 till 15 procent. I detta kapitel ska det förloppet beskrivas mer i detalj och en diskussion ska föras om hur den långsiktiga utvecklingen mot krympande löneklyftor mellan könen kan förklaras. Särskilt ska frågan om vilken relativ betydelse som ska tillskrivas institutionella faktorer respektive marknadskrafter diskuteras.

Det finns få studier av svenska kvinnors relativa löner i ett längre historiskt perspektiv. Löfström (1989) och Svensson (1995a) diskuterar orsakerna till de krympande löneskillnaderna mellan kvinnliga och manliga industriarbetare. Båda behandlar endast en begränsad del av arbetsmarknaden. Den senare studien omfattar tiden 1913–1990, medan tidsperspektivet i den förra är begränsat till efterkrigstiden. Någon historisk undersökning av kvinnors löneförhållanden som

15

spänner över arbetsmarknaden i dess helhet existerar inte. Detta kan tyckas förvånande men förklaras sannolikt av att det empiriska underlaget för långsiktsstudier i flera avseenden är mycket bristfälligt. Först med Levnadsnivåundersökningarna (LNU), varav den första gäller 1968, skapades ett datamaterial som möjliggjorde en samlad och ingående analys av förhållandena för kvinnor på svensk arbetsmarknad. Detta material har använts i en lång rad undersökningar, framför allt av ekonomer och sociologer. Vår nuvarande kunskap om kvinnors situation på svensk arbetsmarknad grundar sig till stor del på studier som bygger på LNU-materialet. Det innebär att förhållandena och utvecklingen före det sena 1960-talet har blivit svagt belysta. Avsaknaden av ett längre historiskt perspektiv kan innebära att förståelsen också av dagens problem och sammanhang begränsas. Studier av längre förlopp kan ibland exponera mönster som inte framträder i det korta perspektivet och som kan ge andra utgångspunkter för analysen.

Det är mot den bakgrunden man ska se föreliggande bidrag till kunskapen om den långsiktiga förändringen av kvinnolönerna på svensk arbetsmarknad. Tillgången på data har även i detta fall fått bestämma valet av startpunkt till tiden för Första världskriget. Under 1910-talet började Socialstyrelsen samla in, sammanställa och publicera löneuppgifter från delar av arbetsmarknaden. Det skapade utan tvivel en gynnsammare situation för den ekonomisk-historiska arbetsmarknadsforskningen.

Lönematerialet är rikast för industrisektorn, särskilt för arbetare. För denna grupp kan också sysselsättningsdata hämtas från industristatistiken. Det innebär att konsistenta tidsserier för både löner och sysselsättning kunnat konstrueras på grundval av årliga data för arbetare i industrin från 1913 och för industritjänstemän från 1917 (se Svensson, 1995a). För tjänstemän finns publicerade uppgifter endast för industrin i sin helhet, medan data för arbetare även finns tillgängliga på bransch- och delbranschnivå. Förhållandena för anställda inom industrin, framför allt industriarbetare, kommer att ges ett relativt stort utrymme i den följande framställningen på grund av den gynnsamma datatillgången.

1.2. Ett långsiktigt mönster i kvinnors löner

Industrin

År 1913 hade kvinnliga industriarbetare en timlön som uppgick till 58 procent av genomsnittslönen för manliga arbetare. År 1995 hade

16 andelen stigit till 90 procent. Det framgår emellertid av figur 1.1 att löneutjämningen inte fortgått kontinuerligt och i jämn takt. Förloppet har tvärtom präglats av att perioder av snabb utjämning avlösts av andra då relativlönenivån varit stabil eller till och med sjunkit något. Löneutjämningen mellan kvinnor och män skedde i själva verket under tre väl avgränsade perioder: 1919–1922, 1944–1949 och 1961– 1980.

Figur 1.1 Kvot mellan genomsnittslöner för kvinnliga och manliga arbetare i svensk industri 1913–1995 samt mellan genomsnitt slöner för kvinnliga och manliga tjänstemän i privat sektor 1917–1995.

Figuren finns endast i den tryckta versionen

Källor:

Sociala Meddelanden 1918–1927 , Socialstyrelsen, Stockholm, Lönestatistisk Årsbok 1928–1951 , Socialstyrelsen, Stockholm, SOS Löner 1952–1990, Socialstyrelsen, Stockholm 1952–1960, Statistiska

centralbyrån, Stockholm 1960–1991,

Lönestatistisk Årsbok 1992–1995, Statistiska centralbyrån, Stockholm.

Ett snarlikt mönster finner vi i relativlöneutvecklingen för kvinnliga tjänstemän i industrin (se figur 1.1). Mellan 1917 och 1995 steg kvoten mellan kvinnliga och manliga industritjänstemäns genomsnittliga löner från 45 procent till 75 procent. Stegringen var alltså av samma storleksordning som för industriarbetare men på en lägre nivå. Även tidsförloppet företer stora likheter. För såväl kvinnliga arbetare som tjänstemän innebar åren kring 1920 en klar relativlöneförbättring. Denna vändes i båda fallen i nedgång under återstoden av mellankrigstiden. På 1930-talet var denna dock betydligt starkare för tjänstemän än för arbetare. En ny fas av löneutjämning inträdde från mitten av 1940-talet. Den var starkare för arbetare än för tjänstemän, medan den tillbakagång som följde under 1950-talet däremot var starkare för tjänstemännen. Totalt sett innebar detta att relativlöneutvecklingen för kvinnliga industriarbetare blev något mer fördelaktig än för kvinnliga tjänstemän fram till 1960.

Under 1960- och 1970-talen var förloppen i stort sett parallella. I båda fallen skedde en distinkt trendförändring 1961, då 1950-talets negativa utveckling bröts och förbyttes i en mycket kraftig ökning av kvinnornas relativlöner. Den snabba ökningstakten bibehölls till slutet av 1970-talet. För kvinnliga tjänstemän fortsatte ökningen även under tiden därefter, om än i ett något lägre tempo, medan kvinnliga arbetares relativlöneutveckling stagnerade.

17

Arbetsmarknaden i dess helhet

Industrin har emellertid endast utgjort en mindre del av kvinnornas arbetsmarknad. Knappt 30 procent av de förvärvsarbetande kvinnorna var anställda i industrin fram till 1960-talet. Därefter har andelen minskat till drygt 10 procent idag. Vi ska därför, trots att det empiriska underlaget härför är långt bräckligare, också teckna en översiktlig bild av utvecklingen av löneskillnaden mellan könen på hela arbetsmarknaden från ungefär 1920. Som nämnts finns inte någon tidigare forskning på detta område att referera till.

I ett första steg har kvoten mellan kvinnors och mäns genomsnittliga löner över hela arbetsmarknaden beräknats för åren 1920, 1940, 1960, 1980 och 1995. Detta har gjorts genom att könsspecifika genomsnittliga löner först har beräknats för sju sektorer. Dessa har därefter aggregerats till könsspecifika genomsnittslöner för hela arbetsmarknaden genom att viktas med sysselsättningsandelar för sektorerna. För 1995 har sysselsättningsdata från Folk- och bostadsräkningen 1990 använts. Slutligen har den aggregerade relativlönen beräknats som kvoten mellan mäns och kvinnors aggregerade genomsnittslöner. Beräkningsunderlaget redovisas i tabellerna 1.1 och 1.2 och resultaten i tabell 1.3. Intervallen mellan nedslagen är besvärande långa. Orsaken är att forskningen här beträder jungfrulig mark. För stora delar av arbetsmarknaden är datainsamling och konstruktion av jämförbara dataset av sysselsättnings- och löneuppgifter mycket arbetskrävande, vilket gjort det omöjligt att inom ramen för arbetet med detta kapitel utöka antalet nedslag för vilka beräkningar kunnat utföras.

Sysselsättningsuppgifter har hämtats från Folkräkningen 1920, 1940 och 1960 samt från Folk- och bostadsräkningen 1980 och 1990. Många och ibland omfattande förändringar i definitioner och gruppering av materialet har skett under perioden. Omföringar av undergrupper mellan sektorer har gjorts så att indelningen blivit rimligt konsistent över tiden. Endast anställda har räknats, ej hela antalet förvärvsarbetande, som i folkräkningarna även innefattar egenföretagare.

Ett avsevärt arbete har ägnats åt att konstruera historiska lönedata. Detta slag av grundläggande ekonomisk-historisk verksamhet är ofta kantad av stora svårigheter. Uppgifter har, särskilt för de tidigare åren, hämtats från en lång rad olika källor. Det har därvid inte varit möjligt att få fram löner för alla grupper inom alla sektorer, varför uppskattningar utifrån kända och antagna lönerelationer mellan grupper många gånger har fått göras. Löneformer har skiftat från grupp till grupp och från tid till annan. Kost och logi var till exempel

18 en vanligt förekommande löneförmån under mellankrigstiden, inte bara för jordbruksarbetare och hembiträden, och måste uppskattas i pengar. Ofta har löneuppgifter inte stått att få för just de år som folkräkningarnas sysselsättningsuppgifter gäller, varför omräkningar utifrån något känt löneutvecklingsindex har fått göras. Att här redovisa alla detaljer i konstruktionsarbetet är av utrymmesskäl omöjligt. Den samlade bedömningen är att resultatet blivit ett för våra syften användbart datamaterial.

Den kvot som redovisas i tabell 1.3 är inte något mått på graden av könsdiskriminering på arbetsmarknaden. I vilken utsträckning löneskillnaderna kan förklaras av skillnader i produktivitet, till exempel till följd av olikheter i utbildning, antal år med förvärvsarbete och anställningstid, kan inte heller avgöras med hjälp av övriga tillgängliga data för den tidigare delen av perioden. Därför kan vi inte heller avgöra om diskrimineringen på arbetsmarknaden i dess helhet avtagit under perioden. Däremot kan vi tveklöst påstå att de resultat som redovisas i tabell 1.3 visar att kvinnors situation på arbetsmarknaden så som den avspeglas i den aggregerade relativlönen1 avsevärt förbättrats under de senaste 75 åren.

Tabell 1.1 Anställda män och kvinnor fördelade på sektorer 1920–1990. Procent.

1920

1940

1960

1980

1990

män kvinnor män kvinnor män kvinnor män kvinnor män kvinnor

Jbr 18,0 4,0 18,0 1,2 10,6 3,2 3,6 2,0 1,6 0,4 Ind 55,9 28,0 52,5 26,0 58,0 27,0 48,3 17,4 42,6 12,8 Ha 6,6 13,3 8,8 21,3 9,0 24,4 11,8 16,4 13,5 13,3 Samf 12,2 3,5 10,6 4,1 9,9 4,6 9,5 4,7 9,2 4,2 Bank 1,1 1,2 1,0 1,7 1,6 3,1 6,9 8,1 10,3 8,6 Allm tj 6,2 10,8 9,0 20,5 11,0 30,3 19,9 52,1 22,8 60,6 Husl arb 0,0 39,3 0,0 25,2 0,0 7,5 0,0 0,0 0,0 0,0

Förkortningar: Jbr = jordbruk med binäringar, Ind = industri och hantverk, Ha = handel samt hotell- och restaurangrörelse, Samf = samfärdsel, Bank = bank- och försäkringsväsende, Allm tj = allmän tjänst och fria yrken, Husl = husligt arbete

Källor: Folkräkningen 1920, 1940 och 1960, Folk- och bostadsräkningen 1980, 1990, Statistiska centralbyrån, Stockholm.

1 Termen aggregerad används i olika former flitigt i denna text. Därmed avses i detta sammanhang ”som gäller hela arbetsmarknaden”. För att i viss mån undvika klumpiga upprepningar används termen relativlön ibland utan närmare bestämning. I de fallen avses kvinnors lön i förhållande till mäns.

19

Tabell 1.2 Mäns och kvinnors genomsnittliga löner i sektorer i förhållande till den genomsnittliga lönen för samtliga anställda män och kvinnor 1920–1995.

1920

1940

1960

1980

1995

män kvinnor män kvinnor män kvinnor män kvinnor män kvinnor

Jbr 0,72 0,43 0,58 0,35 0,74 0,40 0,87 0,79 0,90 0,80 Ind 1,15 0,67 1,19 0,69 1,16 0,73 1,09 0,90 1,07 0,92 Ha 1,25 0,76 1,12 0,78 1,02 0,67 1,00 0,84 1,03 0,85 Samf 1,36 1,01 1,13 0,97 0,97 0,79 0,96 0,85 0,99 0,93 Bank 1,96 1,17 1,95 1,05 1,66 1,07 1,32 0,97 1,25 0,99 Allm tj 1,79 1,34 1,71 1,13 1,35 0,99 1,10 0,95 1,12 0,92 Husl arb NA 0,44 NA 0,41 NA 0,49 NA NA NA NA

Förkortningar: Se tabell 1.1! NA=uppgift föreligger ej

Källa: Arbetsmaterial för projektet ”Wage policy, wage structure and economic transformation”, Ekonomisk-historiska institutionen, Lunds universitet.

Tabell 1.3 Kvot mellan samtliga anställda kvinnors och mäns löner på svensk arbetsmarknad 1920–1995. Procent.

1920 1940 1960 1980 1995

W

f

/

W

m

58,3 67,4 70,4 85,6 84,6

W

f

/Wm =

Σ

S

f

W

f

/

Σ

S

m

W

m

, där Sf och S

m

är sysselsättningsfördelningen för kvinnor och män

från tabell 1.1 och W

f

och W

m

är genomsnittslöner för kvinnor och män i sektorer från tabell 1.2.

Den snabbaste förbättringen skedde under 1960- och 1970-talen. Beräkningar utifrån LNU-data har visat att kvoten mellan samtliga anställda kvinnors och mäns löner steg med i genomsnitt 0,73 procentenheter per år mellan 1968 och 1981 (Björklund m.fl., 1996:144). De beräkningar som redovisas i tabell 1.3 visar att ökningen under hela perioden 1960–1980 var av samma storleksordning eller 0,76 procentenheter per år. Därav kan vi dra slutsatsen att takten i löneutjämningen över arbetsmarknaden som helhet var ungefär densamma under 1960-talet som under 1970-talet. Detta mönster stämmer också väl överens med den tidigare redovisade relativlöneutvecklingen inom industrin.

Löneutjämningen mellan könen inleddes emellertid inte på 1960talet. Detta gäller i än högre grad för arbetsmarknaden i sin helhet än för industrin enbart. Totalt minskade lönegapet med 27 procentenheter under hela perioden 1920–1995. Nära hälften av minskningen, eller 12 procentenheter, inträffade före 1960. Huvuddelen av den

20 förändringen skedde före 1940; utjämningstakten under perioden 1920–1940 var 0,46 procentenheter per år.

Relativlönens bestämningsfaktorer

Om vi ser till den genomsnittliga årliga förändringen var således skillnaden mellan tiden före och efter 1960 inte dramatisk. Däremot finner vi stora olikheter mellan perioderna vad gäller vilka bakomliggande faktorer som förändringen kan hänföras till.

Förändringar i kvoten mellan kvinnors och mäns genomsnittslöner över hela arbetsmarknaden kan analytiskt betraktas som bestämd av två faktorer på lägre aggregeringsnivå: förändringar i lönestrukturen, det vill säga av köns- och sektorsspecifika relativlöner, samt förändringar i sysselsättningsstrukturen, det vill säga i fördelningen av kvinnor och män på olika sektorer av arbetsmarknaden. Den senare faktorn får i sin tur sin specifika vikt av de genomsnittliga löneskillnaderna mellan sektorerna.

Vi har använt traditionella standardberäkningar för att bestämma respektive faktors direkta påverkan på förändringen av den aggregerade kvinnliga relativlönen. Rad 1 i tabell 1.4 A visar den faktiskt observerade utvecklingen i procentenheter av den aggregerade relativlönen för kvinnor 1920–1940, 1940–1960, 1960–1980 och 1980–1995. Rad 2 visar hur utvecklingen skulle ha blivit om fördelningen av kvinnors och mäns sysselsättning på sektorer ej förändrats från ett basår, vilket i detta fall är varje delperiods första år. Rad 3 visar på motsvarande sätt relativlöneförändringen när lönestrukturen konstanthållits under delperioderna. Tabell 1.4 B visar förändringarna.

Tabell 1.4A Den aggregerade relativlönens bestämningsfaktorer. Observe-

rad och beräknad kvot mellan kvinnors och mäns aggregerade genomsnittslöner. Procentenheter.

1920 1940 1960 1980 1995

O 58 66 70 85 85 Bs 57 65 80 85 Bl 67 71 75 85

21

Tabell 1.4 B Förändring i observerad och beräknad kvot mellan kvinnors

och mäns aggregerade genomsnittslöner. Procentenheter.

1920–1940 1940–1960 1960–1980 1980–1995

O

8

4

15

0

Bs

–1

–1

10

0

Bl

9

5

5

0

O = observerad kvot (se tabell 1.3).

Bs = beräknad kvot med konstant sysselsättningsstruktur (

Σ

S

f,y

W

f

/

Σ

S

m,y

Wm, där Sf,y och S

m,y

är

sysselsättningsfördelningen för kvinnor och män vid basåret y från tabell 1.1 och W

f

och W

m

är

genomsnittslöner för kvinnor och män i sektorer från tabell 1.2).

Bl= beräknad kvot med konstanta köns- och sektorsspecifika relativlöner (

Σ

S

f

W

f,y

/

Σ

S

m

W

m,y

, där

Sf och S

m

är sysselsättningsfördelningen för kvinnor och män från tabell 1.1 och W

f,y

och W

m,y

är

genomsnittslöner för kvinnor och män vid basåret y i sektorer från tabell 1.2).

Basår: 1920, 1940, 1960, 1980.

Den faktiskt observerade förändringen var 8 procentenheter mellan 1920 och 1940. Om sysselsättningsstrukturen hade varit oförändrad från 1920, det vill säga om fördelningen av kvinnor och män över sektorer på arbetsmarknaden varit densamma, skulle kvoten mellan kvinnors och mäns genomsnittliga löner i stället ha minskat med 1 procentenhet fram till 1940. Om däremot lönestrukturen hade varit oförändrad skulle relativlöneökningen ha varit 9 procentenheter, det vill säga något större än den faktiskt observerade. Detta betyder att förändringen av kvinnors relativlön mellan 1920 och 1940 helt och hållet förklaras av förändringar i sysselsättningsstrukturen så som den här definierats. Detsamma gäller för perioden 1940–1960, då förändringen beräknad med fast lönestruktur var 5 procentenheter och den faktiskt observerade förändringen 4 procentenheter.

Under perioden 1960–1980 förklaras däremot större delen av ökningen i kvinnors relativlön av förändringar i lönestrukturen. Om sysselsättningsstrukturen inte alls hade förändrats från 1960 skulle den aggregerade relativlönen ändå ha stigit med 10 procentenheter, det vill säga två tredjedelar av den faktiskt observerade förändringen, vilken var 15 procentenheter. Om de köns- och sektorsspecifika relativlönerna i stället varit oförändrade sedan 1960 skulle ökningen ha stannat vid 5 procentenheter. Efter 1980 inträdde stagnation i såväl observerad som beräknad relativlön.

Det finns således anledning att utifrån de faktorer som påverkat den aggregerade kvinnliga relativlönen göra en tudelning av undersökningsperioden i tiden före och efter 1960. I den förra delperioden berodde utjämningen av löneskillnaderna mellan kvinnor

22 och män i första hand på att kvinnor i ökad utsträckning fick sysselsättning inom relativt välavlönade delar av arbetsmarknaden. I den senare delperioden var den främsta orsaken att lönestrukturen pressades samman. Detta skedde i flera dimensioner. Av intresse i detta sammanhang är att genomsnittslönerna mellan sektorer utjämnades och att kvinnors löner närmade sig mäns inom sektorerna.

Löneförändringar inom sektorerna kan naturligtvis i sin tur vara bestämda av antingen relativlöneförändringar eller sysselsättningsförskjutningar på lägre aggregeringsnivå. Det har inte varit möjligt att inom ramen för detta kapitel göra en fullständig undersökning av den relativa vikten av respektive faktor inom sektorerna. Vi vet emellertid att kvinnors relativa löner steg kraftigt på både delbransch- och företagsnivå inom industrin (se nedan!). Spridda uppgifter från andra sektorer visar också på samma sak. Det gäller till exempel handel samt statlig och kommunal tjänst.

Svensson (1995a) har visat att den starka ökningen av kvinnliga industriarbetares relativlöner under 1960- och 1970-talen så gott som uteslutande var en effekt av utjämning mellan kvinnors och mäns löner på bransch-, delbransch- och företagsnivå. Denna faktor var av stor betydelse också för uppgångarna 1919–1922 och 1944–49, men under dessa perioder var förloppet också en följd av att branschlönestrukturen förändrades till de kvinnliga arbetarnas fördel, det vill säga löneutvecklingen var bättre i de branscher som sysselsatte en relativt stor andel kvinnliga arbetare än i industrin i sin helhet. Den närmare analysen av förhållandet mellan dessa båda faktorer tyder emellertid på att förändringen av de branschspecifika relativlönerna under båda perioderna var en sekundäreffekt av förändringarna i branschlönestrukturen. Dessa berodde i sin tur på att olika branscher påverkades på olika sätt av, och hade olika strategier för att möta, de extrema förhållanden som rådde under den djupa krisen i början av 1920-talet och den starka högkonjunkturen som följde på det andra världskrigets slut (Svensson, 1995a:76–78 och 100–103).

Kvinnors relativlöneutveckling på aggregerad nivå från 1920 kan därmed indelas i två perioder med 1960 som gräns. En markant utjämning av löneskillnaderna mellan könen inträffade under båda perioderna. Den årliga genomsnittliga förändringen var bara något högre under den senare delperioden. Löneutjämningen var under båda perioderna framför allt koncentrerad till de inledande decennierna, medan perioderna 1940–1960 och 1980–1995 utmärkts av stabilitet i relativlönerna.

Däremot var bestämningsfaktorerna bakom förändringen inte desamma. Efter 1960 hade förändringar i sektors- och branschspecifika relativlöner störst betydelse för förbättringen av kvinnors relativa

23

löner på aggregerad nivå. Reduktionen av löneskillnaden under perioden 1920–1940 orsakades främst av förskjutningar i fördelningen av kvinnlig och manlig arbetskraft på sektorer samt för industrins del av förändringar i branschlönestrukturen. Med ett visst mått av förenkling kan man säga att omfördelningen av arbetskraft mellan sektorerna under den perioden innebar att kvinnor lämnade sektorn

Husligt arbete för Allmän tjänst mm samt Handel mm. Omfördelning-

en av den manliga arbetskraften var mindre omfattande. Störst betydelse för utvecklingen av den aggregerade relativlönen hade den ökade kvinnliga sysselsättningen i den offentliga sektorn. Det motiverar att kvinnors vidgade tillträde till befattningar i stat och kommuner under mellankrigstiden diskuteras utförligt i avsnittet Mellankrigstidens offentliga löne- och sysselsättningspolitik nedan.

1.3. Marknadskrafternas spel

Förklaringar till lönestrukturförändringar över tiden brukar förankras antingen i institutionella eller ekonomiska förhållanden (se Björklund m.fl., 1996:150 ff.). I det förra fallet framhålles betydelsen av ideologiska och maktpolitiska förhållanden, vilka manifesterar sig framför allt i lagar och avtal. I det senare fallet betonas marknadskrafternas roll. Förändringar i utbud och efterfrågan på olika typer av arbetskraft är därvid ett centralt tema i analysen.

Förklaringar som framhäver marknadskrafternas roll utgår explicit eller implicit från att relativlöneförändringar kan analyseras som en prisbildningsprocess på en marknad. Förändringar i relativlönen för kvinnor bestäms i en sådan modell av förskjutningar i relativ efterfrågan på och utbud av kvinnlig arbetskraft. I den följande framställningen, som är resonerande snarare än formellt analytisk, görs ingen precisering av någon sådan modell. Vi utgår helt allmänt från antagandet att stabilitet i relativlönerna speglar en jämviktssituation, fallande relativlöner ett utbudssöverskott och stigande relativlöner ett efterfrågeöverskott.

En viktig precisering måste emellertid göras. Endast relativlöneförändringen på lägre aggregeringsnivå betraktas som utbuds- och efterfrågebestämd. Den del av förändringen som är att hänföra till förskjutningar i sysselsättningsfördelningen mellan könen har en annan bakgrund. Den är en konsekvens av förändringar i ekonomin som har sin upprinnelse huvudsakligen i förhållanden utanför arbetsmarknaden.

Som ett första led i en analys inom den skisserade referensramen ska vi undersöka hur utbud och efterfrågan på kvinnlig arbetskraft vid

24 givna relativlöner utvecklats sedan 1920. Någon mera precis skattning kan därvid inte göras. Framför allt är effekterna av teknisk och institutionell förändring svåra att kvantitativt bestämma. Ibland går det att göra en grov skattning av förändringens storleksordning, men ofta måste vi nöja oss med att ange förändringsriktningen och göra en ungefärlig datering.

Långsiktiga förändringar i utbudet av kvinnlig arbetskraft

Förändringar i utbudet av kvinnlig arbetskraft vid givna relativlöner bestäms av två klasser av faktorer. Den ena är den kvinnliga befolkningens storlek och sammansättning. Utbudsförändringar uppkommer här som en följd av demografisk förändring vid givna förvärvsintensiteter inom respektive demografisk grupp. Den andra klassen av faktorer är förändringar i förvärvsintensiteter inom olika demografiska grupper vid given relativlön.

Betydelsen av demografisk förändring härrör från att förvärvsintensiteterna varierar mellan kvinnor beroende på ålder och civilstånd. Detta slags utbudsförändringar kan ges en kvantitativ bestämning.2

Förändringar i ensamstående kvinnors förvärsvintensiteter har främst påverkats av andra faktorer än kvinnors relativlön. Störst betydelse har därvid den starka utbildningsexpansionen haft. Liksom de demografiska faktorerna kan alltså ensamstående kvinnors förvärvsintensitet betraktas som exogen i förhållande till relativlönen och kvantitativt bestämmas på samma sätt som dessa. Beräkningar som redovisas i tabell 1.5 visar att nettoeffekten av dessa utbudsförändringar varit närmast försumbar under hela undersökningsperioden med undantag för 1920-talet, då de genererade en ökning av det kvinnliga arbetskraftsutbudet med 1,6 procent per år.

2 Betydelsen av dessa faktorer beräknas som (O

t

–E

ty

)/E

ty

, där O

t

är det faktiskt

observerade antalet förvärvsarbetande kvinnor vid tiden t och E

ty

är det beräknade

antalet förvärvsarbetande kvinnor vid tidpunkten t under det kontrafaktiska antagandet att befolkningens storlek och sammansättning varit oförändrade från ett basår, y.

25

Tabell 1.5 Beräknad effekt på utbudet av kvinnlig arbetskraft av förän dringar i antal kvinnor 15–69 år, den kvinnliga befolkningens å ldersfördelning, civilståndsfördelningen i den kvinnliga befol kningen samt ogifta kvinnors förvärvsintensitet 1920–1990. Årlig förändring i procent.

1920–1930 1930–1940 1940–1950 1950–1960 1960–1970 1970–1980 1980–1990

1,6 0,2 0,3 0,3 0,1 0,1 0,2

Not: Basår: 1920, 1930, 1940, 1950, 1960, 1970 och 1980.

Källor: Se tabell 1.1.

Förändringar i gifta kvinnors arbetsutbud bestäms såväl av variationer i relativlönen som av faktorer som påverkar arbetsutbudet vid givna relativlöner. De respektive effekterna kan inte direkt observeras åtskilda och därför inte heller kvantifieras på samma sätt som de hittills behandlade faktorerna. Svensson (1995a) innehåller ett försök att separera de båda.3 Effekterna av en rad institutionella faktorer, till exempel skatter, förändring i hushållsarbetets teknologi samt överföring av produktion av varor och tjänster från hushåll till marknad och offentlig sektor, har därvid ungefärligen kunnat dateras och förändringens riktning har kunnat bestämmas. Ibland har även en grov skattning av förändringens storlek kunnat göras.

Den totala effekten bedöms ha varit liten ända fram till mitten av 1970-talet, då en rad förändringar på skatteområdet, i välfärdssystemet och i villkoren för hushållens varu- och tjänsteproduktion bildade ett block av varandra förstärkande faktorer som fick en betydande positiv effekt på kvinnors arbetsutbud.

Omläggningen av skattesystemet var av stor betydelse. Före 1971 tillämpades i Sverige sambeskattning av gifta och samboende par. Låt oss anta att gifta kvinnors arbetsutbud i normalfallet utgjorde en variabel del som lades till mannens heltidsarbete. Före skattereformen lades kvinnans löneinkomst då på toppen av mannens, vilket i det rådande systemet med starkt progressiva skatteskalor innebar att den i de flesta hushåll belades med hög marginalskatt. När särbeskattning infördes 1971 blev förhållandena radikalt annorlunda. Ifall kvinnans löneinkomst, till exempel till följd av lägre lön eller deltidsarbete, var

3 Det görs med hjälp av en modell av Mincertyp. De förändringar i gifta kvinnors arbetsutbud som bestäms av relativlönen utgör därvid beroende variabel. Löner och övriga hushållsinkomster används som oberoende variabler. Residualen specificeras som en vektor av en rad institutionella faktorer såsom skattenivå och skattesystem, teknisk förändring i hushållsproduktion av varor och tjänster samt överföring av produktion av varor och tjänster från hushåll till marknad och offentlig sektor.

26 lägre än mannens kom den också att beskattas med en lägre skattesats. Ett typiskt arbetarhushåll, som vid mitten av 1970-talet ökade sin bruttoinkomst från 100 000 till 140 000 kronor, fick behålla 30 procent av inkomstökningen om den härrörde från en ökning av mannens inkomst. Om den var frukten av att kvinnan i hushållet ökade sin inkomst från ett nolläge, blev nettoinkomstökningen däremot 50 procent. Marginaleffekterna i exemplet innefattar även minskade inkomstrelaterade hyres- och barnomsorgssubventioner (Svensson, 1995a:49–50).

Skattereformen 1971 genomfördes samtidigt som utbyggnaden av en kraftigt subventionerad offentlig barnomsorg accelererade. Mellan 1970 och 1980 ökade kapaciteten från 10 till 30 procent av samtliga förskolebarn. Under 1970-talet genomfördes också en ideologisk offensiv, som resulterade i en allmänt betydligt mera positiv inställning till barnomsorg utanför hemmet än tidigare (Svensson, 1995b:255 f.).

Gratis skollunch kom under loppet av 1960-talet att omfatta alla barn i grundskolan och gymnasiet, och subventionerade måltider i företagsmatsalar eller på restauranger blev en allt vanligare förekommande löneförmån, som kring 1980 omfattade 1,2 miljoner löntagare (Elg m.fl., 1987:129). Den snabba utvecklingen på hemelektronikområdet var ytterligare en faktor som verkade frigörande på arbetskraft från hushållen. Den helautomatiska tvättmaskinen, som kunde fyllas med smutstvätt på morgonen och tömmas på ren tvätt på kvällen, var på ett helt annat sätt än sina i och för sig arbetsbesparande föregångare anpassad till en hushållssituation där ingen var hemma under dagen. Det rådde med andra ord starka komplementariteter mellan å den ena sidan en skattereform, som ökade det pekuniära utbytet av gifta och samboende kvinnors förvärvsarbete, och å den andra en rad institutionella och tekniska förändringar, som reducerade kostnaderna i form av sänkt servicenivå i hushållet. Dessa faktorer bildade närmast ett utvecklingsblock i den betydelse som Erik Dahmén givit begreppet (Dahmén, 1950). De ingick en komplementär förening, som resulterade i något mer än enbart summan av de enskilda inslagen. Följden blev ett starkt positivt skift i gifta kvinnors arbetsutbud vid givna relativlöner mot slutet av 1970-talet.

Långsiktiga förändringar i efterfrågan på kvinnlig arbetskraft

Förändringar i efterfrågan på kvinnlig arbetskraft vid given relativlön kan betraktas som bestämda av två slags förändringar i ekonomin. Den ena är förändringar i den totala sysselsättningens fördelning

27

mellan sektorer och branscher med olika andelar kvinnlig arbetskraft. En relativ tillväxt av kvinnointensiva branscher medför, allt annat lika, en ökning av efterfrågan på kvinnlig arbetskraft. Den andra är förändringar av produktionsteknik och produktsammansättning inom sektorer, branscher och företag, som medför att den relativa användningen av kvinnlig arbetskraft förändras.

Det förra slaget av förändring i arbetskraftsefterfrågan kan uttryckas kvantitativt som kvoten mellan den faktiskt observerade förändringen av antalet kvinnor i arbetskraften och den beräknade förändringen under antagandet att andelen kvinnlig arbetskraft inom sektorer/branscher är konstant från ett basår. Resultatet av en sådan beräkning på sysselsättningsdata för 23 sektorer i ekonomin återges i tabell 1.6.4

Tabell 1.6 Beräknad effekt på efterfrågan på kvinnlig arbetskraft av förändringar i den totala sysselsättningens fördelning på sekt orer. Årlig förändring i procent.

1920–1930 1930–1940 1940–1950 1950–1960 1960–1970 1970–1980 1980–1990

2,9 2,2 1,8 1,3 2,5 3,4 1,8

Not: Basår: 1920, 1930, 1940, 1950, 1960, 1970 och 1980.

Källor: Se tabell 1.1.

I den omfattande litteraturen om de dramatiska förändringar i lönestruktur och sysselsättning, som inträffat i många länder under 1980-talet, har teknisk förändring getts en framträdande roll som förklaringsfaktor. En rad undersökningar har visat att teknisk förändring i varu- och tjänsteproduktionen ökat efterfrågan på och därvid tenderat att gynna sysselsättnings- och löneutvecklingen för grupper på arbetsmarknaden med högre kvalifikationer. Denna så kallade skill-biased technical change implicerar komplementaritet mellan fysiskt kapital och utbildning.

Teknisk förändring innebär emellertid inte nödvändigtvis att produktionsteknologin blir mer komplicerad och ställer högre krav på arbetskraftens kompetens. Tvärtom kan ny teknologi inbegripa förenkling av produktionsprocessen, vilket i sin tur kan medföra att efterfrågan förskjuts mot lågutbildad och därmed billigare arbetskraft. Detta var en av utgångspunkterna i en artikel av Claudia Goldin och

4 Jordbruk och husligt arbete har uteslutits. Motiveringen är att dessa sektorer betraktas som tillhörande den traditionella ekonomin i en dual modell av det ekonomiska systemet med kontraktsförhållanden på arbetsmarknaden som skiljer sig från de som råder i den moderna delen av ekonomin. (Se Svensson 1995a:31 ff.). En redogörelse för beräkningstekniken finns i Svensson 1995a:60 ff.

28 Lawrence Katz (1995). Där ställdes frågan vid vilken punkt i den industriella historien som komplementaritet mellan fysiskt kapital och utbildning blev den dominerande tendensen vid teknisk förändring. Författarna ansåg sig kunna datera omsvängningen till 1910-talet och satte den i samband med en vidare utbredning av bland annat processindustriell produktionsteknik och ett ökat utnyttjande av elektriska motorer inom industrin. Innan dess, menade de, hade teknisk förändring lett till lägre kompetenskrav. Ny teknik och kompetens var substitut. Sambandet mellan industriell omvandling och arbetskraftsefterfrågan framstår således som mindre entydigt när det historiska perspektivet fördjupas. Det är också utgångspunkten i Svensson (1995a). I anslutning till resultaten från nyare strukturekonomisk forskning vid Ekonomisk-historiska institutionen i Lund beskrivs den tekniska förändringen som delar av ett cykliskt mönster i den ekonomiska och industriella dynamiken. Lennart Schön har beskrivit det svenska industrisamhällets utveckling som en serie återkommande strukturcykler om 40–45 år vilka löper i faserna omvandling, rationalisering och kris (Schön 1994). Tre fullbordade cykler har identifierats och tidsbestämts till ungefär 1850–1890, 1890–1930 och 1930–1975. Kring cyklernas gränsår uppträder kriser då, för att använda ett uttryck hämtat från Joseph Schumpeter, ”kreativ förstörelse” öppnar vägen för strukturomvandling. Det innebär bland annat att den industriella tillväxten söker sig nya vägar genom att verksamheten utvidgas till nya produktområden och nya produktionsmetoder tas i bruk. I denna fas spelar innovationer, framför allt inom kraft och kommunikationer, en central roll. Efterhand som utbudseffekterna av omvandlingen blir starkare samtidigt som elasticiteten i utbudet av arbetskraft och kapital minskar, tilltar konkurrensen och pressar företagens vinster. Förnyelse ersätts av kostnadssänkande rationaliseringar inom den i omvandlingsfasen etablerade strukturen. Produkt- och metodutvecklingen inriktas på standardisering, serietillverkning och långt driven arbetsdelning. Den tekniska förändringen i denna fas bidrar till att sänka kompetenskraven på arbetskraften. Rationaliseringen medför inte bara möjligheter för företagen att i större utsträckning använda sig av lågutbildad arbetskraft. Den sätter också ett lågt tak för utbildningens produktivitetshöjande effekt. En ingenjörsutbildning kan bara marginellt höja arbetsproduktiviteten vid ett monteringsband i bilindustrin. Den tekniska och organisatoriska förändringen leder alltså till att skillnaderna i produktivitet mellan anställda på olika kvalifikationsnivåer minskar. Den leder också,

29

särskilt vid snabb förändring, till betydande obalanser på arbetsmarknaden, eftersom lönestrukturen på kort sikt är rigid och inte omedelbart anpassar sig till de förändrade efterfrågeförhållandena. Efterhand som rationaliseringen fortskrider kommer därför efterfrågan att öka på arbetskraft med låg kompetens och minska på högkompetent arbetskraft vid givna löneskillnader. Dessutom kommer skillnader mellan grupper i förväntad anställningstid att vara av mindre betydelse, eftersom sänkningen av kompetenskraven också innebär en sänkning av företagens kostnader för att introducera ny arbetskraft. Möjligheten att pressa lönekostnaden blir relativt viktigare än stabilitet i anställningstiden, vilket tenderar att gynna kvinnor.

I Sverige var 1960-talet och det tidiga 1970-talet en period av omfattande rationaliseringar, framför allt inom verkstadsindustrin, där förändringspotentialen av både tekniska och finansiella orsaker var störst. Sänkningen av kompetenskraven innebar att nya delar av industrin öppnades för kvinnor, och deras andel av industrisysselsättningen ökade starkt. Till skillnad från tidigare skedde detta inte genom att kvinnointensiva branscher expanderade utan som en konsekvens av att kvinnor ersatte män inom branscher (Svensson, 1995a:19).

Samtidigt ökade andelen kvinnlig arbetskraft inom den expanderande offentliga sektorn. Detta var dels en följd av expansionens inriktning mot vård och omsorg, dels en följd av förändringar i personalsammansättningen, bland annat i sjukvården. Det senare var en del av en process som hade klara likheter med och var tydligt inspirerad av rationaliseringarna inom industrin (ibid.:120 f.).

1970-talets djupa och utdragna ekonomiska kris markerade slutet på rationaliseringsfasen. Under 1980-talet gick svensk ekonomi in i en ny omvandlingsfas med en teknisk förnyelse som medförde att den produktivitetshöjande effekten av humankapitaltillgångar ökade. Komplementariteten mellan fysiskt kapital och humankapital ledde till ökad efterfrågan på högutbildad arbetskraft, särskilt nyckelgrupper av tekniker. Detta var, visserligen i mindre utsträckning än tidigare men fortfarande till stor del, detsamma som manlig arbetskraft.

I den tidigare delen av undersökningsperioden präglades 1920talet av rationaliseringar, medan tiden från 1930-talskrisens slut till ungefär 1960 dominerades av omvandling och förnyelse. Det betyder att den tekniska och industriella utvecklingen hypotetiskt bidrog till att stärka efterfrågan på kvinnlig arbetskraft under 1920-talet samt under en femtonårsperiod från ungefär 1960. 1920-talets rationaliseringar tycks dock i viss utsträckning och särskilt i kvinnointensiva

30 verksamheter som bryggerier och tobaksfabriker ha inneburit att maskiner ersatte lågkvalificerad arbetskraft.

Från mitten av 1930-talet till 1960 samt efter 1980 har omvandling och förnyelse dominerat. Arbetskraftsefterfrågan försköts under dessa perioder mot högre kompetens. I företagens strategi för lönebildningen kom förmågan att dra till sig produktivitetshöjande kompetens att få ökad betydelse relativt motivet att pressa lönekostnaderna.

Rytmen i den industriella och ekonomiska dynamiken kom därmed i stort sett att förstärka det tidsmönster i eftefrågeutvecklingen som framträder i tabell 1.6. Ökningen av efterfrågan på kvinnlig arbetskraft var markant under 1920-talet samt framför allt mellan 1960 och 1975.

Utbud, efterfrågan och relativlön

Tabell 1.7 sammanfattar resultaten av ovanstående genomgång av de långsiktiga utbuds- och efterfrågeförändringarna för kvinnlig arbetskraft. Svårigheten att kvantifiera tvingar oss att laborera med oprecisa kategorier, men huvudtendenserna i utvecklingen bör trots det framstå klart.

Tabell 1.7 Sammanställning av skattningar av förändringar av utbud och efterfrågan på kvinnlig arbetskraft 1920–1990.

Utbud Efterfrågan Nettoeffekt

1920–1930

+

+

balans

1930–1940

(+)

0

(utbudsöverskott)

1940–1950

0

0

balans

1950–1960

0

0

balans

1960–1970

0

+

efterfrågeöverskott

1970–1980

0

+

efterfrågeöverskott

1980–1990

+

0

utbudsöverskott

+ = ökning (+) = svag ökning 0

=

ingen eller marginell förändring

Underlag: se texten.

Sammanställningen redovisar relativ balans mellan utbuds- och efterfrågeförändringar fram till 1960. För mellankrigstiden finns det emellertid ytterligare ett par omständigheter att ta hänsyn till vid en samlad bedömning. En är den höga arbetslösheten för män, som i stor utsträckning blockerade kvinnors möjligheter att tränga in på nya områden inom industrin i samband med rationaliseringsvågen under 1920-talet (Svensson, 1995a:88–90). Efterfrågan på kvinnlig arbetskraft pressades på så sätt ner.

En annan är den tudelning som fortfarande under mellankrigstiden karakteriserade den svenska ekonomin och därmed arbetsmarknaden.

31

Både lönenivåer och arbetsförhållanden placerade två sektorer, jordbruk och husligt arbete, i en kategori som vi lämpligen benämner traditionell. I en utredning, Arbetsförhållanden inom det husliga

arbetets område, som Socialstyrelsen lade fram 1936 framgår detta

med all tydlighet för den senare sektorn. Utredningen föranleddes av svårigheterna att rekrytera hemhjälp, vilket i sin tur var en avspegling av de unga kvinnornas högre värdering av arbete i andra sektorer, där lönen var högre och arbetet organiserat efter mer moderna principer. Det har redan påtalats att utflödet från sektorn Husligt arbete utgjorde en betydande del av förskjutningen i kvinnors sysselsättning mellan sektorer under mellankrigstiden. Om diskussionen om lönestrukturförändringen inom sektorer begränsas till den moderna delen av ekonomin, kommer flödet från de traditionella sektorerna att fungera som ett tillskott till utbudet av arbetskraft. Detta betyder att det under 1930-talet sannolikt rådde ett visst utbudsöverskott av kvinnlig arbetskraft. Denna uppfattning är också förenlig med det förhållande att kvinnors förvärvsintensiteter då ökade (Silenstam, 1970:105) samtidigt som de sektorsspecifika relativlönerna var stabila eller sjönk.

Den relativa balansen mellan utbud och efterfrågan rubbades kring 1960 och förbyttes i ett efterfrågeöverskott, som låg kvar under de följande 15 åren. Från mitten av 1970-talet minskade så efterfrågan samtidigt som utbudet ökade. Huruvida detta resulterade i ett utbudsöverskott eller i relativ balans kan inte avgöras på grundval av de uppgifter vi har tillgång till här. En skarp gräns som markerar slutet på den tidigare periodens efterfrågeöverskott kan dock iakttas.

Därmed kan vi sammanfattningsvis konstatera att den enda perioden med påtaglig obalans mellan utbud och efterfrågan inföll mellan 1960 och 1975. I en enkel prisbildningsmodell skulle det efterfrågeöverskott på kvinnlig arbetskraft som då rådde förväntas ge upphov till en ökning av kvinnors relativa löner. Övriga perioder skulle i enlighet med samma enkla modellresonemang förväntas präglas av stabilitet i relativlönerna.

Detta sammanfaller i stora drag med den bild av den sektorsspecifika relativlöneutvecklingen som tecknades i avsnitt 1.2. Det kan naturligtvis inte därmed anses visat att marknadskrafternas spel, det vill säga förändringar i utbud av och efterfrågan på kvinnlig arbetskraft, orsakat de observerade långsiktiga förändringarna av lönegapet mellan könen på den svenska arbetsmarknaden. Därtill är de förda resonemangen alltför lösliga. Samstämmigheten mellan modellresonemang och observerad verklighet gör dock att man med fog kan misstänka att utbud och efterfrågan ändå haft mer än en marginell och

32 underordnad betydelse i utvecklingsförloppet. Vi ska återvända till frågan om vilken den betydelsen mer precist har varit efter det att vi behandlat ideologins och politikens betydelse för lönegapets utveckling.

1.4. Statsmakternas och arbetsmarknadsorganisationernas roll

Förhållandena på svensk arbetsmarknad regleras genom en kombination av lagstiftning och avtal. Det innebär att det politiska systemet i detta avseende innefattar både statsmakterna och arbetsmarknadens institutioner och organisationer. Under den här aktuella perioden har deras relativa betydelse växlat. På många områden innebar utvecklingen från sekelskiftet att arbetsmarknadsorganisationernas roll förstärktes på statsmakternas bekostnad. Avtal kom att ersätta lagstiftning. Från 1970-talet bröts dock den tendensen, och lagstiftningen fick en renässans vid reglering av arbetsmarknaden.

Här finns inte utrymme för någon systematisk genomgång av alla institutionella förändringar av betydelse i sammanhanget.5 I de följande avsnitten kommer vi i stället att mer i detalj diskutera effekterna av institutionella faktorer på två utvalda områden, nämligen behörighetslagstiftningen under mellankrigstiden och den fackliga lönepolitiken från ungefär 1960. Först ska dock några andra exempel nämnas.

Formell utbildning i skolor och vid universitet och högskolor har i Sverige nästan uteslutande varit en angelägenhet för stat och kommuner. Den sedan början av undersökningsperioden gradvis minskande skillnaden mellan kvinnor och män i utbildningshänseende har med säkerhet haft stor betydelse för att bereda kvinnor tillträde till fler och genomsnittligt mer välavlönade befattningar. Kvinnors ökade humankapitaltillgångar har sannolikt också medfört en minskning av löneskillnader på lägre aggegeringsnivå. Statsmakterna har alltså indirekt via utbildningssystemet positivt påverkat relativlöneutvecklingen för kvinnor. Hur stark denna påverkan varit och hur den långsiktigt influerat lönestrukturen har inte varit föremål för någon undersökning.6

Statsmakternas direkta påverkan på fördelningen av kvinnor och män på sektorer och befattningar har främst skett via regleringen av statlig och kommunal anställning. Vi ska strax återkomma mer i

5 För en sådan hänvisas till Lundh (1995).6 Detta problemkomplex är föremål för undersökning i ett nytt forskningsprojekt vid Ekonomisk-historiska institutionen, Lunds universitet.

33

detalj till de genomgripande reformer på detta område som genomfördes under mellankrigstiden. Generellt har utvecklingen över tiden kännetecknats av att allt fler yrken och befattningsområden öppnats för kvinnor.

Genom lagstiftning har staten i viss om än begränsad mån även haft betydelse för kvinnors situation på den privata arbetsmarknaden. Ett exempel är den lag om förbud mot att avskeda kvinnor för att de ingick äktenskap, som trädde i kraft 1939. Den innebar en positiv förändring i de reella rättigheterna för i första hand kvinnliga tjänstemän. För kvinnliga arbetare spelade den mindre roll, eftersom det redan tidigare var ovanligt att dessa avskedades när de gifte sig. Eftersom gifta kvinnors förvärvsintensitet inte ökade nämnvärt förrän ett par decennier senare, kan det dock ifrågasättas om lagen hade någon större effekt på sysselsättningen.

Landsorganisationens kvinnopolitik sedan organisationens tillkomst har behandlats av Gunnar Qvist (1974). Hans framställning visar att det från slutet av 1940-talet skedde en attitydförändring inom LO som ledde till en för kvinnor positiv programmatisk och organisatorisk utveckling. Författaren ser detta som resultatet av kvinnornas rent kvantitativt ökade betydelse på arbetsmarknaden och i organisationen samt av en begynnande konkurrens med tjänstemannaorganisationerna om kvinnliga medlemmar (ibid.:113 ff.). Fortsättningen på denna utveckling, vilken innefattade solidarisk lönepolitik och ett framgångsrikt hävdande av likalönsprincipen, kommer strax att behandlas mer utförligt.

1940-talets omsvängning följde på en period då jämställdhetsfrågorna stod lågt i kurs inom LO. Diskrimineringen av gifta kvinnor på arbetsmarknaden försvarades och stöddes av flera förbund. Järnvägsmannaförbundet begärde på 1931 års LO-kongress att LO skulle verka för att gifta kvinnor inte skulle tillåtas inneha anställning i statlig tjänst, och Postmannaförbundet arbetade vid samma tid konsekvent mot ”dubbelanställningar”, det vill säga att båda parter i ett äktenskap hade anställning (ibid.:108 f.). En mer subtil argumentation, där fysiska skillnader mellan könen användes som ett medel att utestänga kvinnor från en del relativt välbetalda arbetsuppgifter, användes i det lokala fackliga arbetet på en del industriarbetsplatser (Wikander, 1988:146). Det ohållbara i det argumentet har ofta påpekats med hänvisning till att en del kvinnliga arbetare, till exempel tvätterskor, hade ett arbete som var mer fysiskt påfrestande än många av de arbeten som kvinnor på denna grund utestängdes ifrån (jämför de Groot och Schrover, 1995:5 ff.).

34 Inte heller i lönefrågan var LO:s agerande under mellankrigstiden till kvinnornas fördel. Organisationen hade under seklets första decennium anslutit sig till likalönsprincipen, men ingenting gjordes för att aktualisera eller förverkliga den i praktiken (Qvist, 1974:109). Sammanfattningsvis kan sägas att facklig politik för jämställdhet mellan könen hör efterkrigstiden till. Det gäller för övrigt inte bara LO utan också tjänstemannaorganisationerna (Irlinger, 1990).

Mellankrigstidens offentliga löne- och sysselsättningspolitik

Lönemässigt var utvecklingen för offentliganställda som helhet ogynnsam under mellankrigstiden liksom senare. Män i statlig och kommunal tjänst hade 1920 en årslön som låg drygt 50 procent över medelnivån för alla manliga löntagare; motsvarande siffra för 1940 var 40 procent. Offentliganställda kvinnors lön var 1920 dubbelt så hög som genomsnittet för kvinnor. 1940 hade skillnaden reducerats till 35 procent, men genom att offentliganställda kvinnors löner ändå fortsatte att ligga över genomsnittet för samtliga kvinnor hade sysselsättningsexpansionen i sektorn under hela mellankrigstiden en klart positiv effekt på kvinnors aggregerade relativlön under den perioden.

I allmän tjänst styrdes lönebildning och sysselsättning i större utsträckning än i den privata sektorn av ideologiska och politiska överväganden. Under hela mellankrigstiden var löner och anställningsvillkor föremål för lagstiftning. Inte förrän på 1960-talet kom den offentliga arbetsmarknaden att regleras genom avtal mellan parterna.

Mellankrigstiden var på detta område en brytningstid med en ofta livlig debatt i principfrågor. Från 1940-talet och framåt har det rått relativt stor enighet kring likalönsprincipen liksom kring principen om kvinnors och mäns rätt till lika tillgång till yrken och befattningar. Så sent som i slutet av 1930-talet var detta emellertid ingen självklarhet. Först 1937 fattade riksdagen beslut om att införa lika lön för kvinnliga och manliga lärare – en princip som hade övergetts 1906. Under hela decenniet motionerades regelbundet om att förbjuda kvinnors rätt till statstjänst. 1939 lagstiftades arbetsgivares rätt att avskeda kvinnliga anställda i samband med att de ingick äktenskap bort.

Vidgade rättigheter skapar ökade skillnader

Från 1925, då 1923 års behörighetslag trädde i kraft, var befattningar i den statliga förvaltningen med få undantag i princip öppna för

35

kvinnor. Fram till dess kunde kvinnor inte anställas på sådana högre poster, som krävde kunglig fullmakt. Visserligen berördes bara en mindre del av de offentliganställda kvinnorna av behörighetslagen, eftersom de största grupperna, kvinnliga folk- och småskollärare samt sjuksköterskor, inte omfattades. Lagens implementering belyser emellertid på ett principiellt intressant sätt hur man hanterade de problem, som kvinnornas penetration av nya områden på arbetsmarknaden gav upphov till.

I samband med att lagen trädde i kraft placerades kvinnliga befattningshavare in på den tidigare manliga löneplanen i stort sett efter likalönsprincipen. Den vid tiden så omhuldade ”familjeförsörjarprincipen” ansågs dock motivera att det sista ålderstillägget förbehölls männen. Den strikta könsuppdelning av befattningarna som rått före 1925 hade medfört att kvinnor på lägre befattningsnivå i statlig tjänst, särskilt i kommunikationsverken, hade utfört samma arbete som män men till avsevärt lägre lön. Om nu kvinnor och män i sådana fall skulle inneha samma befattning med lika lön, skulle detta medföra en betydande ökning av de kvinnliga statstjänstemännens relativa löner. Det skulle också, givet att männens lönenivå bibehölls, medföra kraftigt höjda lönekostnader för staten. Av statsfinansiella skäl beslöt riksdagen därför att i stället dela upp arbetet på två olika befattningar i olika lönegrader. Männen placerades i den högre och kvinnorna i den lägre. På så sätt kom löneskillnaden mellan de kvinnliga och manliga lägre statstjänstemännen i realiteten att bibehållas på oförändrad nivå. Så småningom kom man att göra åtskillnad även i arbete och i utbildningskrav för att på så sätt motivera löneskillnaden.

För de olika befattningarna inom förvaltningen tillämpades strikta formella utbildningskrav. Fullmaktstjänsterna krävde akademisk examen eller annan högre utbildning. För tjänster på mellannivå, speciellt i de statliga verken, krävdes att man gått igenom särskilda kurser. Ännu vid mitten av 1930-talet hade bara enstaka kvinnor antagits till någon sådan kurs (SOU 1938:47, s. 412).

Följden blev att uppdelningen av statstjänstemannakåren i en kvinnlig och en manlig del kom att bestå under hela mellankrigstiden trots att lagstiftningen formellt inte längre gynnade en sådan. Därmed kom lönegapet mellan könen också att bibehållas och delvis legitimeras av en i efterhand införd arbetsdelning.

Lärarlönerna differentieras

Undervisningsområdet var under mellankrigstiden ett kvantitativt betydelsefullt område av kvinnors arbetsmarknad. År 1920 utgjorde

36 lärarna 45 procent av de offentliganställda kvinnorna och 1940 utgjorde de 30 procent.

Det var på detta område som de lagliga hindren för kvinnor att inneha högre statliga tjänster först togs bort. 1918 fick kvinnor tillträde till adjunkts- och lektorstjänster i statliga läroverk, dock ej till samma lön som sina manliga kollegor. Det skulle dröja till 1937 innan likalönsprincipen genomfördes vid läroverken. Adjunkter och lektorer utgjorde emellertid endast en mindre del, drygt 10 procent, av lärarkåren, som till mer än tre fjärdedelar bestod av folk- och småskollärare.

Utvecklingen av anställnings- och löneförhållandena inom folkskollärarkåren erbjuder ett intressant exempel på ideologisk debatt och politisk praktik på jämställdhetsområdet. Fram till 1906 gällde samma löneplan för kvinnliga och manliga folkskollärare. Det året beslöt riksdagen om en mindre differentiering till männens förmån. Huvudargumentet i den proposition som lades fram av ecklesiastikministern, folkskolläraren Fridtjuv Berg, var att detta skulle bidra till att attrahera fler män till yrket (Florin 1987:162). Sedan 1880, då 17 procent av folkskollärarna var kvinnor, hade deras andel av kåren mer än fördubblats. Den lönedifferentiering som infördes var inte stor, och den förmådde inte heller bryta trenden i könsfördelningen. Även efter 1906 års lönereglering var folkskollärarlönerna låga i jämförelse med andra motsvarande manliga yrken. Däremot stod de sig gott i jämförelse med lönerna i de alternativa yrken som stod kvinnliga lärare till buds.

1912 tillsattes en kommitté, Lärarelönenämnden, med uppdrag att lämna förslag till lönereglering för hela undervisningsområdet. Den nya regleringen trädde i kraft 1919 och innebar en kraftig höjning av folkskollärarnas relativa löner.

En av de frågor som sysselsatte kommittén var förhållandet mellan kvinnliga och manliga folkskollärares löner. Betänkandet innehåller på denna punkt en fyllig inventering av argument för och framför allt emot principen ”lika lön för lika arbete”. Genomgången bär en stark tidsprägel och det är inte alldeles lätt att skilja mellan förklaringar till och pläderingar för löneskillnader mellan könen. I den tidigare nämnda promemoria, som Heckscher författade på utredningens uppdrag och som citeras flitigt i betänkandet, förklaras de bestående löneskillnaderna utifrån efterfråge- och utbudsförhållanden. ”Efterfrågan på manligt arbete vid given lön är ganska säkert starkare än efterfrågan på kvinnligt arbete vid samma lön” på grund av att ”mannens arbetsresultat vanligen anses kvantitativt eller kvalitativt överlägset” (Lärarelönenämndens betänkande s. 41). Utbudet av kvinnlig arbetskraft antogs vara större än utbudet av manlig vid given

37

lön beroende på att kvinnan saknade försörjningsplikt och därför nöjde sig med en lägre lön. Fri prisbildning på arbetsmarknaden skulle därför med nödvändighet skapa ett lönegap till kvinnornas nackdel.

Nämnden kunde dock tydligt iaktta hur en ny kvinnotyp blev allt vanligare: den självförsörjande kvinnan, som ”måste förtjäna så mycket att hon kan försörja sig själv och understundom även anhöriga.” (ibid.:42) Detta innebar emellertid inte, enligt betänkandet, att utvecklingen gick mot lika löner för kvinnor och män. Ett skäl som anfördes var att även de självförsörjande kvinnorna på grund av ”omständigheter av historisk-social art” hade mindre levnadsbehov än männen. Män hade skaffat sig dyrare vanor än kvinnor, därför att de ”ägt vidsträcktare dispositionsrätt över förefintliga medel”. Den ensamstående mannen med sin ”mindre förtrogenhet och fallenhet för” hushållsarbete hade också svårare att reda sig ensam än kvinnan och måste ”för skötseln av sitt hem anlita mera hjälp än den ensamstående kvinnan” (ibid.:45). Bland annat därför förutsåg inte nämnden någon större förändring: ”Att den starka ökningen av antalet självförsörjande kvinnor … skulle resultera i en mera generell tillämpning av löneprincipen lika arbete, lika lön, är icke sannolikt, i alla händelser från statens synpunkt icke önskvärt” (ibid.:47). Det ansågs nämligen ”ligga i samhällets intresse, att den familjeförsörjande mannen erhåller en sådan löneinkomst, att om han gifter sig med en socialt likställd kvinna, äktenskapet icke för dem medför ett nedsjunkande till en väsentligt lägre levnadsstandard” (ibid.:48).

Familjeförsörjarargumentet kom också att bli det tyngsta i nämndens plädering för löneskillnader mellan könen inom undervisningen. Efter att ha konstaterat att frågan om kvinnolönerna i de flesta fall kan föras tillbaka på principen ”olika lön för olika arbete” menade nämnden ändå att män och kvinnor just på undervisningsområdet i stor utsträckning hade både samma utbildning och utförde samma arbete. Trots det förordades lägre lön för kvinnliga lärare ”på grund av dels männens familjeförsörjningsplikt, dels ock männens större arbetsprestation, där skillnad i sådant avseende förefinnes” (ibid.:55).

Trots att likalönsprincipen övergavs för lärarkåren kom efter 1919 års lönereglering de kvinnliga lärarlönerna ändå att höjas och läggas på en nivå långt över den genomsnittliga kvinnolönen på arbetsmarknaden. De stod sig väl även vid jämförelse med manslönerna på många områden. Lönen för kvinnliga folkskollärare var till exempel betydligt högre än genomsnittslönen för manliga tjänstemän i industrin. Den var ungefär dubbelt så hög som den genomsnittliga manliga industriarbetarlönen. Lärarlönerna kom därigenom, och trots

38 den genom lagstiftning skapade löneskillnaden mellan kvinnliga och manliga lärare, att utöva ett tryck uppåt på kvinnors relativlön både i den offentliga sektorn och på aggregerad nivå.

Politik och kvinnolöner 1960–1995

Vid 1960-talets början inleddes en nästan två decennier lång oavbruten uppgång i relativlönerna för kvinnor, vilken kring 1980 förbyttes i stagnation. I en tidigare del av denna artikel har det föreslagits att förloppet kan tolkas inom ramen för en enkel marknadsprisbildningsmodell. Uppgångsfasen i relativlönerna kännetecknades av ett efterfrågeöverskott på kvinnlig arbetskraft. Detta eliminerades under andra hälften av 1970-talet, då utbudet ökade samtidigt som efterfrågan stabiliserades.

Inom en alternativ tolkningsram tillskrivs institutionella faktorer såsom förhandlingsordning och lönepolitisk ideologi och praktik det avgörande inflytandet på lönestrukturen. Detta gäller framför allt på LO–SAF-området. 1960- och 1970-talen utgjorde den solidariska lönepolitikens glansdagar. Den bakomliggande ideologin radikaliserades och politiken omformulerades i mer egalitär riktning. Löntagarorganisationerna hade under perioden stort inflytande över samhällsutvecklingen. Kvinnors relativa löner anses då ha påverkats både direkt via speciella kvinnosatsningar och indirekt via minskningen av lönespridningen för hela LO-kollektivet (se t. ex. Löfström, 1989).7

En rad avtal och lagar som berörde kvinnors förhållanden på arbetsmarknaden kom till under perioden. 1960 enades LO och SAF om att avskaffa de särskilda kvinnotarifferna i löneavtalen, och beslutet genomfördes mellan 1962 och 1967. 1962 avskaffades förbudet mot nattarbete för kvinnor. På LO-området träffades avtal med låglöneprofil från 1964 och mer utpräglat mellan 1969 och 1974. Samtidigheten mellan dessa medvetna försök att minska löneklyftorna och faktiskt krympande löneskillnader mellan kvinnor och män är slående.

Dessutom sammanföll stabiliseringen av lönegapet under 1980talet med viktiga institutionella förändringar på arbetsmarknaden. Individuell lönesättning började få större betydelse. Systemet med centrala avtal, som allmänt anses vara en viktig förutsättning för en framgångsrik löneutjämningspolitik, bröt samman 1983. Jämlikhetsideologin trängdes tillbaka när lönepolitiska mål ifrågasattes och omformulerades.

7 För ett försök att särskilja effekterna av dessa båda faktorer, se Per-Anders Edins och Katarina Richardsons bidrag till denna volym.

39

Vid närmare granskning framstår emellertid inte sambandet mellan institutioner, ideologi och politik å den ena sidan och löneutveckling å den andra som självklart. Löneskillnaderna mellan kvinnliga och manliga industriarbetare började minska på aggregerad nivå från 1961. I vissa branscher, till exempel metallindustrin, den kemiska industrin och bilindustrin, kom trendbrottet något år tidigare. Men ingen av de institutionella förändringar som nämnts ovan inträdde före 1962. Även om de kom att främja den relativa löneutvecklingen för kvinnliga arbetare under de följande åren kan de inte förklara det trendbrott som redan inträffat. Likaså föregick trendförändringen i relativlönerna kring 1980 de institutionella förändringarna på arbetsmarknaden under 1980-talet.

En granskning av den lönepolitiska utvecklingen utanför LOområdet ger ytterligare skäl för att ifrågasätta lönepolitikens avgörande betydelse. Likheterna mellan relativlöneförändringen för kvinnliga industriarbetare och för kvinnliga tjänstemän i privat sektor är slående (se figur 1.1). I båda fallen inleddes en uppgångsfas 1961 och en utplaning vid slutet av 1970-talet. En lönepolitisk förklaring implicerar likartad lönepolitik från arbetarnas och tjänstemännens fackliga organisationer. Någon sådan samstämmighet fanns emellertid inte.

In på 1970-talet betonade både TCO och dess ledande förbund på den privata sidan, SIF, starkt lönedifferentiering på grundval av arbetsuppgifternas karaktär. Det är visserligen sant att låglönefrågan fanns på tjänstemannafackens dagordning från tidigt 1960-tal, men alla försök till konkreta åtgärder stupade på att de kom på kollisionskurs med den överordnade principen om individuell och differentierad lönesättning. Först på SIFs kongress 1973 kom en attitydförändring att manifesteras i lönepolitiska formuleringar, och 1974 tecknades det första avtalet med klar låglöneprofil på tjänstemannaområdet (TCO, 1982:9–10).

Den solidariska lönepolitiken hade formulerats som doktrin och antagits som program vid 1951 års LO-kongress. Kvinnolönefrågan hade stått högt på dagordningen under hela 1950-talet utan att några resultat uppnåtts. Varför började löneskillnaderna plötsligt minska vid 1960-talets början? Och varför skedde det i samma mån på LOområdet, där löneutjämningen funnits lönepolitiskt formulerad i tio års tid, som på tjänstemannaområdet, där det skulle dröja mer än tio år innan programformuleringarna hunnit ikapp den faktiska utvecklingen? Det svar som här ska föreslås är att löntagarorganisationernas lönepolitiska ideologi och praktik inte ska betraktas som självständiga krafter i förhållande till ekonomiska realiteter. Möjligheten att

40 omsätta ideologier i lönepolitiska resultat är endogent bestämd, bland annat av utbuds- och efterfrågeförhållandena på arbetsmarknaden. Det avtal som slöts 1960 mellan LO och SAF om att under en femårsperiod avskaffa de särskilda kvinnolönetarifferna får illustrera tesen.

Avtalet har framhållits som en viktig orsak till de följande årens löneutjämning mellan kvinnliga och manliga industriarbetare. I rent teknisk mening kan denna effekt knappast förnekas. En närmare granskning av hur avtalet implementerades kan emellertid ge intressanta inblickar i förhållandet mellan politiska och ekonomiska krafter i lönestrukturutvecklingen.

Det fanns uppenbarligen ett visst motstånd mot avtalet. Efter påtryckningar från arbetsgivare i kvinnointensiva verksamheter sköts genomförandet av avtalet upp till perioden 1962–67. Dessutom fanns det möjligheter att motverka följderna av avtalet. Enligt avtalstexten skulle ”hänsyn särskilt tagas till behovet av differentiering av lönerna”. I många företag utökades antalet befattningar på ett sätt som gjorde det möjligt att i stor utsträckning placera kvinnor och män i olika grupper och därmed väsentligen bibehålla de gamla löneskillnaderna. Likheterna med statens sätt att lösa sina lönekostnadsproblem på 1920-talet är slående.

I andra företag och branscher tycks det däremot inte ha funnits något motstånd mot att införa likalönsprincipen. Det gäller framför allt verkstadsindustrin. Lönegapet mellan kvinnor och män minskade där från 25 till 15 procent mellan 1960 och 1965. Samtidigt fördubblades antalet kvinnliga arbetare, och deras andel av arbetsstyrkan ökade från 3 till 6 procent. Med hjälp av höjda relativa löner drogs kvinnlig arbetskraft till vakanserna i verkstadsindustrin. Överenskommelsen mellan LO och SAF om att avskaffa kvinnolönetarifferna kan ha medverkat i och underlättat processen.

Utvecklingen inom bilindustrin ger ett än mer påtagligt stöd för denna tolkning. Bilbranschen var en av de mest expansiva i svensk industri under 1960-talet. En gradvis omorientering från hemmamarknad till export gick hand i hand med expansionen, och vid 1960talets mitt hade Sverige blivit nettoexportör av bilar. Kännetecknande för bilindustrin var kombinationen av utsatthet för internationell konkurrens och stark produktspecialisering. Denna utmaning möttes med omfattande rationaliseringar enligt fordistiskt koncept med långtgående standardisering och specialisering av arbetsuppgifter. Volvo var pionjär i att använda MTM-metoden. 1963 invigdes den nya monteringsfabriken i Torslanda, där det specialiserade arbetet medgav korta introduktionstider för arbetskraft utan tidigare

41

erfarenhet av bilarbete, till exempel gifta kvinnor som återinträdde på arbetsmarknaden (Berggren, 1990:46 f.).

Mellan 1960 och 1965 ökade andelen kvinnliga bilarbetare från 2 till 15 procent. Höjda kvinnolöner var uppenbarligen ett medel för att dra till sig kvinnorna. Redan 1965 hade likalönsprincipen praktiskt taget genomförts. Kvinnliga bilarbetares relativa löner hade då stigit från 73 till 96 procent. Samtidigt sjönk manliga bilarbetares löner från 122 till 105 procent av genomsnittet för industrin. Man kan uttrycka det så att bilindustrin lyckades hålla nere den genomsnittliga lönekostnaden jämfört med den övriga industrin på samma gång som man med lönens hjälp attraherade en ny kategori arbetare.8 Det är inte omöjligt att avtalet om att avskaffa kvinnolönetarifferna var ett verksamt hjälpmedel för att genomföra denna anmärkningsvärda förändring av lönestrukturen.

1.5. Politik och marknad

Det framgångsrika genomförandet av en egalitär lönepolitik under 1960- och 1970-talen anslöt således till en redan etablerad trend i lönestrukturutvecklingen som bland annat innefattade starkt minskade löneskillnader mellan kvinnor och män. Den rimligaste förklaringen till trendförändringen är det efterfrågeöverskott på kvinnlig arbetskraft som uppkom som en följd av den offentliga sektorns expansion och av rationaliseringsfasens produktionstekniska och organisatoriska förändringar inom industrin. Den egalitära ideologin behövde därmed inte besegra marknadskrafterna för att få till stånd minskade löneskillnader. I en situation där ideologin stod i samklang med utbuds- och eftefrågeförhållandena på arbetsmarknaden fick den genomslag i form av lönepolitiska resultat.

Liksom på 1960-talet föregicks den ideologiska och lönepolitiska nyorienteringen under 1980-talet av förändringar på arbetsmarknaden som marknad, och liksom under den tidigare perioden utvecklades löneskillnaderna mellan kvinnor och män i nära anslutning till trenderna på arbetsmarknaden i övrigt. Det var dock inte fråga om någon total omsvängning. Motståndet var starkt, framför allt inom fackliga organisationer med en stor andel kvinnliga medlemmar. Och det fick ökad styrka av att den egalitära ideologin hade erövrat hegemonisk status under den långa period, då den harmonierade med marknadskrafterna.

8 Kvinnor var inte den enda grupp som rekryteringsansträngningarna riktade sig mot. Utländsk arbetskraft var en annan.

42 Under mellankrigstiden stod den ideologiska striden mellan likalönsprincipen och behovsprincipen. Vi har sett hur likalönsprincipen under seklets första decennier övergavs på undervisningsområdet samtidigt som kvinnor bereddes tillträde till fler slag av lärarbefattningar. Vi har också konstaterat att likalönsprincipen i praktiken övergavs när den nya behörighetslagen, som trädde i kraft 1925, avskaffade könsuppdelningen av befattningar på det statliga området. Under mellankrigstiden ökade också inslaget av kvinnor bland tjänstemän i den privata sektorn. Även denna del av arbetsmarknaden blev i samband därmed starkt segmenterad. Kvinnor återfanns främst i lägre befattningar utan vidare karriärmöjligheter (Svensson, 1995c). Samtidigt som löneskillnaderna inom olika delar av den offentliga sektorn bibehölls eller växte ökade antalet kvinnliga anställda, både absolut och relativt. Differentieringen av lönerna mellan kvinnliga och manliga folkskollärare förmådde till exempel inte bryta tendensen mot allt större andel kvinnor i yrket. Förhållandena indikerar ett stort utbud av kvinnlig arbetskraft till den offentliga sektorn vid rådande relativlöner. Principdebatten och de beslut som fattades kan ibland ge intryck av att den lönepolitiska riktningen bestämdes av ideologiska och politiska överväganden. Det är emellertid uppenbart att ekonomiska faktorer fanns med i spelet. Att staten som arbetsgivare kunde sänka sina lönekostnader genom att avskaffa likalönsprincipen var av stor vikt. Svårigheterna att hävda likalönsprincipen torde också ha haft sin grund i det relativt rikliga utbudet av kvinnlig arbetskraft under mellankrigstiden. Det är också möjligt att kvinnornas penetration av nya områden på arbetsmarknaden under mellankrigstiden ska betraktas just som en effekt av ökat utbud och sjunkande sektorsspecifika relativlöner. Detta var emellertid en process som ledde till att löneskillnaderna mellan könen minskade på aggregerad nivå.

1.6. Sammanfattning: Förlopp och förklaring

Sedan 1920 har löneskillnaden mellan kvinnor och män på svensk arbetsmarknad minskat kraftigt. Den relativa förbättringen av kvinnolönerna har huvudsakligen ägt rum under mellankrigstiden samt mellan 1960 och 1980. Under övriga perioder har lönegapet varit relativt stabilt.

Uppgången i kvinnornas relativlöner mellan 1920 och 1940 förklaras helt av att fördelningen av kvinnor och män på sektorer med olika löneläge förändrades till kvinnornas förmån. Med ett visst mått av förenkling kan den processen beskrivas som en minskning av det lågavlönade husliga arbetet och ett ökat kvinnligt engagemang i den

43

offentliga sektorn, där lönerna var högre. Denna omfördelning av kvinnors sysselsättning från låglöne- till höglöneyrken medförde att lönegapet mellan könen kunde krympa på aggregerad nivå trots att kvinnors relativlöner i flera sektorer sjönk under perioden.

Ett visst utbudsöverskott av kvinnlig arbetskraft till den moderna delen av ekonomin utmärkte sannolikt mellankrigstiden. Mot den bakgrunden kunde arbetsgivarna i den offentliga sektorn pressa ner sina lönekostnader genom att anställa fler kvinnor, vilka fick lägre lön än män som utförde motsvarande arbetsuppgifter. Avsiktliga löneskillnader mellan kvinnor och män fick ideologisk legitimation av behovsprincipen. Möjligheterna att hävda denna gentemot den konkurrerande likalönsprincipen och omsätta den i politiska beslut underlättades sannolikt av det rådande utbudsöverskottet på kvinnlig arbetskraft. Marknadskrafter, ideologi och politik bekräftade varandra i förändringen av lönestruktur och sysselsättning.

Den radikala minskningen av skillnaden mellan kvinnors och mäns genomsnittliga löner under 1960- och 1970-talen var huvudsakligen en effekt av att kvinnors relativa löner ökade på lägre aggregeringsnivåer. Det har diskuterats om denna utveckling var frukten av politisk vilja och styrka eller ett resultat av marknadskrafternas spel. Det svar som givits här är att löneutjämningen initierades av ett positivt skift i efterfrågan på kvinnlig arbetskraft. Det efterfrågeöverskott som därmed uppkom skapade en samstämmighet mellan marknadskrafter och en inom LO tidigare formulerad jämlikhetsideologi, som kan förklara att hela arbetsmarknaden under två decennier kom att präglas av löneutjämning mellan könen.

När efterfrågeöverskottet eliminerades mot slutet av 1970-talet bröts trenden mot utjämning. Detta skedde trots starkt motstånd från stora delar av den fackliga rörelsen och trots den starka ställning som jämlikhetsideologin erövrat under de närmare två decennier, då den harmonierade med marknadskrafterna.

Litteraturförteckning

Berggren, C. (1990) Det nya bilarbetet. Konkurrensen mellan olika produktionsko n-

cept i svensk bilindustri 1970–1990. Lund: Arkiv.

Björklund, A., Edin, P.-A., Holmlund, B. & Wadensjö, E. (1996) Arbetsmarknaden,

Stockholm: SNS.

Dahmén, E. (1950) Svensk industriell företagarverksamhet. Kausalanalys av den

industriella utvecklingen 1919–1939 . Band 1. Stockholm: IUI.

de Groot, G. & M. Schrover (1995) ”General Introduction,” i de Groot, G. &

M. Schrover (red.) Women Workers and Technological Change in Europe in the

Nineteenth and Twentieth Centuries, London: Taylor & Francis.

Elg, U., U. Johansson & S. Wikström (1987) Matens metamorfos. En studie av

matkonsumtionens förändring under 1960-, 70- och 80-talen . Stockholm:

Institutet för Ekonomisk Forskning vid Lunds universitet/LT.

Florin, C. (1987) Kampen om katedern, Umeå: Umeå universitet & Stockholm:

Almqvist & Wiksell International.

Folk- och bostadsräkningen, Statistiska centralbyrån 1970, 1980, 1990. Folkräkningen, Statistiska centralbyrån 1920, 1930, 1940, 1950, 1960.

Goldin, C. & L. Katz (1995) ”The Origins of Technology-Skill Complementarity”,

NBER Working Paper 5657, Cambridge, MA: NBER.

Irlinger, I (1990) TCO och kvinnorna, Ak. avh., Ekonomisk-historiska institutionen,

Uppsala universitet.

Katz, L. & K. Murphy (1992) ”Changes in Relative Wages, 1963–1987: Supply and

Demand Factors.” Quarterly Journal of Economics 107, February, 35–78.

Lärarelönenämnden (1914) Huvudbetänkande, Stockholm: P. A. Norstedt & söner.

Lundh, C. (1995) Long Waves and Institutional Change in the Swedish Labour

market 1830–1994. Lund Papers in Economic History, No. 44.

Löfström, Å. (1989) Diskriminering på svensk arbetsmarknad. En analys av

löneskillnader mellan kvinnor och män. Umeå: Umeå universitet.

Lönestatistisk Årsbok, Stockholm: Socialstyrelsen 1928–1951, Statistiska centralby-

rån 1992–1995.

Qvist, G. (1974) Statistik och politik. Landsorganisationen och kvinnorna på

arbetsmarknaden. Stockholm: LO.

Schön, L. (1994) Omvandling och obalans. Mönster i svensk ekonomisk utveckling .

LU 94, Bilaga 3. Stockholm: Finansdepartementet.

Silenstam, P, (1970) Arbetskraftsutbudets utveckling i Sverige 1870–1965 ,

Stockholm: IUI.

SOS Industri, Stockholm: Kommerskollegium 1913–1960, Statistiska centralbyrån

1961–1990.

SOS Löner, Stockholm: Socialstyrelsen 1952–1960, Statistiska centralbyrån

1961–1991.

SOU 1938:47, Betänkande över gift kvinnas förvärvsarbete m. m., avgivet av

Kvinnoarbetskommittén. Stockholm: Finansdepartementet.

Svensson, L. (1995a) Closing the Gender Gap. Determinants of Changes in the

Female-to-Male Wage Ratio in Swedish Manufacturing 1913–1990. Ak. avh.

Ekonomisk-historiska föreningen vid Lunds universitet.

Svensson, L. (1995b) ”Politik för jämställdhet? Offentlig sektors betydelse för

kvinnors ställning på svensk arbetsmarknad.” Socialvetenskaplig Tidskrift nr 2.

Svensson, L. (1995c) ”Arbete, löner och kön. En studie av befattningsstruktur och

relativa löner i kontorsyrken vid mitten av 1930-talet.” Historisk Tidskrift nr 3.

TCO (1982) Lönepolitikens samhällsekonomiska förutsättningar . Debattskrift från

TCO:s utredningsavdelning. Stockholm: TCO.

Wikander, U. (1988) Kvinnors och mäns arbete: Gustavsberg 1880–1980 .

Lund: Arkiv.

Kön, lön och yrke 2

– yrkessegregering och lönediskriminering mot kvinnor i Sverige

CARL LE G

RAND

2.1. Inledning

Forskning om könsrelaterade skillnader i arbetslivet har under det senaste årtiondet fått ett starkt växande utrymme. På basis av tidigare studier kan följande tre empiriska generaliseringar göras för moderna industriländer: (a) Det råder en omfattande könssegregering på arbetsmarknaden

vilket innebär att vissa yrken, arbetsplatser och näringsgrenar tenderar att domineras av kvinnor och andra av män. Kvinnor och män tenderar med andra ord att vara sysselsatta på olika delarbetsmarknader. Trots att könssegregeringen minskat något under de senaste decennierna, har den ändå förblivit mycket stor (Charles, 1992; Jacobs och Lim, 1995; Reskin, 1993; Rubery och Fagan, 1994). (b) Männens genomsnittslön är mycket högre än kvinnornas. Det s.k.

”lönegapet mellan könen” (the gender wage gap) har minskat något i de flesta industriländer under de senaste tjugo åren. Men det har förblivit stort, trots att det kvinnliga arbetsmarknadsdeltagandet har ökat starkt i de flesta industriländer och trots att skillnaderna mellan kvinnor och män vad gäller vissa grundläggande produktivitetsrelaterade faktorer – såsom utbildningslängd, arbetslivserfarenhet och anställningsår i företaget – har minskat, eller i vissa fall försvunnit helt (Blau och Kahn, 1992; Blau, 1993; Rosenfeld och Kalleberg, 1990; Rubery och Fagan, 1994)1. (c) En tredje empirisk regelbundenhet, vilken utgör ämnet för detta

kapitel, är att det finns ett samband mellan yrkets könssammansättning och de anställdas lönenivå. Tvärsnittsstudier från USA

1 I Sverige ökade, snarare än minskade, löneskillnaderna mellan kvinnor och män under 1980-talet, konstanthållet för skillnader i utbildnings- och förvärvsarbetslängd (se le Grand 1994).

46 och andra länder visar nämligen att yrken som domineras av kvinnor ger lägre lön än yrken som domineras av män, och att detta även gäller efter att hänsyn tagits till skillnader i produktivitetsrelaterade egenskaper hos den anställde och dennes jobb. Det negativa sambandet mellan andel kvinnor i yrket och lön gäller dessutom inte bara för kvinnor, utan också för män. Även män tenderar med andra ord att erhålla lägre lön om de arbetar inom kvinnodominerade yrken (England, 1992; Sorensen,1990; Treiman och Hartmann, 1981). Trots att man inom forskarvärlden i stort sett är överens om att det finns ett negativt samband mellan yrkets könssammansättning och lönenivå, är man oense om hur starkt detta samband är och framför allt om hur det skall tolkas. Vissa författare ser yrkets könssammansättning som den strategiska mekanism genom vilken vi kan förstå hur kvinnor diskrimineras i arbetslivet, medan andra ser andel kvinnor i yrket som ”… a proxy for unmeasured skill and taste differences among workers or of occupational attributes correlated with wages” (Macpherson och Hirsch, 1995:427; se också Polachek, 1987). Den senare förklaringen är alltså att anställda inom mansdominerade yrken har högre produktivitet, har andra preferenser vad gäller arbete eller har mer ogynnsamma arbetsvillkor som de kompenseras för med högre lön.

”Kvinnoyrkenas” låga löner har fått politisk betydelse i många länder i samband med frågan om hur lagstiftning om jämställdhet i arbetslivet skall tolkas. Om kvinnors underläge i arbetslivet beror på diskriminering av arbetsgivare vid tillsättning av tjänster och vid lönesättning, blir slutsatsen att det råder ekonomisk ineffektivitet och att politiska ingrepp i ekonomin därför är befogade. Om orsaken däremot inte är olika möjligheter för kvinnor och män i arbetslivet, utan att uppfostran och arbetsdelningen inom familjen genererar könsskillnader i fråga om val av och incitament för att investera i humankapital, blir implikationen tvärtom att statliga ingrepp leder till en ineffektiv fördelning av resurser i ekonomin (se t.ex. Polachek, 1987; Browne, 1987). Även i Sverige har under senare år frågan om i vilken mån kvinnodominerade yrken systematiskt nedvärderas och betalas sämre än mansdominerade yrken varit aktuell, bl.a. i samband med mål som JämO och fackföreningar drivit i arbetsdomstolen.

Medan sambandet mellan yrkets könssammansättning och den anställdes lönenivå har analyserats i flera länder har, mig veterligen, inga sådana analyser systematiskt utförts för hela den svenska arbetsmarknaden. En sådan analys för svenska anställda är av intresse av flera orsaker. Utvecklingen under de senaste tjugofem åren i Sverige har inneburit att kvinnorna här är mer integrerade på

arbetsmarknaden än i kanske något annat industriland. Det kvinnliga arbetskraftstalet i Sverige är numera nästan lika högt som det för män. Även om kvinnor i genomsnitt fortfarande arbetar färre timmar per vecka, har andelen med deltidsarbete minskat under senare år. Möjligheter till föräldraledighet och barnpassning har inneburit att kvinnors arbetskraftsavbrott har blivit färre och av kortare varaktighet. Givet denna utveckling, är de förklaringar till kvinnors underläge i arbetslivet som bygger på kvinnors svaga anknytning till arbetsmarknaden inte lika relevanta som i vissa andra länder.

Analysen blir av ytterligare intresse eftersom Förenta Nationerna rangordnade Sverige som nummer ett i fråga om jämställdhet mellan könen. Man bör därför förvänta sig att också arbetsmarknaden kännetecknas av en ovanligt hög grad av jämlikhet mellan kvinnor och män. Ett sådant antagande är också rimligt utifrån de argument som Rubery och Fagan (1994:xvii) framför, nämligen att länder med starka och allomfattande förhandlingssystem, såsom i Sverige, befrämjar införandet av jämställdhet jämfört med decentraliserade och fragmenterade system. Internationellt jämförande studier visar också att de genomsnittliga löneskillnaderna mellan könen är minst i Sverige bland de OECD-länder som studerats (Blau, 1993; Rosenfeld och Kalleberg, 1990). Samtidigt tycks emellertid yrkessegregeringen mellan könen vara bland de högsta (Charles, 1992; Jonung, 1984). Dessutom antyder en komparativ analys att könsskillnaderna i arbetsledaransvar (”the gender gap in authority”) är, efter Japan, högst i Sverige och Norge bland de sju länder som jämfördes (Wright m.fl., 1995; se också Hultin, 1996). I skenet av dessa olika resultat är betydelsen av yrkessegregering för lönenivån en fascinerande fråga.

Kapitlet är disponerat på följande sätt: I nästa avsnitt görs en genomgång av olika förklaringar till varför könssegregering uppstår och fortlever på arbetsmarknaden och varför denna segregering leder till löneskillnader. Ett antal hypoteser formuleras på basis av denna diskussion. Avsnitt 3 beskriver datamaterial, variabler och uppläggning. I avsnitt 4 presenteras resultat från analyser av tvärsnitts- och paneldata. Kapitlet avslutas med en sammanfattande diskussion.

2.2. Teoretiska förklaringar till könssegregering och löneskillnader

Det finns ett flertal förklaringar till förekomsten av könssegregering och löneskillnader mellan könen. Dessa har klassificerats under följande tre rubriker: (a) könsrollssocialisering och arbetsdelning i familjen, (b) investering i humankapital och kompenserande löneskillnader samt (c) diskriminering i arbetslivet. Det bör dock klart

48 betonas att många av dessa förklaringar inte är varandra uteslutande, utan snarare komplementära. De humankapitalteoretiska modellerna utgår t.ex. från att det existerar en arbetsdelning mellan könen inom familjen. Vissa författare antar vidare att det finns starka s.k. ”feedback-effekter” så att en existerande könsdiskriminering på arbetsmarknaden påverkar könsrollssocialisering, utbildnings- och yrkesval samt arbetsdelningen i hushållet, vilket i sin tur förstärker den rådande könsuppdelningen i arbetslivet. En huvudfråga är om man antar att diskriminering och särbehandling främst sker på eller utanför arbetsmarknaden.

Socialisering och könsroller

Utgångspunkten för denna ansats är att det finns systematiska könsskillnader i fråga om intressen, preferenser och begåvningstyp och att detta utgör huvudförklaringen till könssegregeringen och könslönegapet. Förklaringen baseras antingen på antagandet att det finns medfödda könsskillnader eller att könsskillnaderna är socialt konstruerade. Det första antagandet är problematiskt eftersom vilka yrken som uppfattas som typiskt manliga och kvinnliga varierar i tid och rum (se t.ex. Brintons 1993 jämförelse av yrkesstrukturen för kvinnor i Japan och USA). Ett mer rimligt antagande är i stället att utgå från könsrollssocialisering, dvs. att pojkar och flickor under barndom och ungdom socialiseras till vissa könsrollsbeteenden. En sådan socialisering sker genom att barn härmar och lär in etablerade beteenden (England och Farkas, 1986).

Ovanstående resonemang ingår ofta i ett antagande om en process som börjar i tidig barndom och som – via val till könssegregerade utbildningslinjer i tonåren och en könsuppdelad arbetsdelning inom familjen – får sitt slut i den könsuppdelade arbetsmarknaden. Flera författare menar vidare att könsrollssocialisering och den könsuppdelade arbetsmarknaden förstärker och upprätthåller varandra (England och Farkas, 1986). Den bestående yrkessegregeringen bland vuxna ger med andra ord barnen en uppfattning om hur deras roller bör vara, vilket bestämmer deras framtida utbildnings- och yrkesval.

Uppfostran och könsrollssocialisering antas enligt detta synsätt generera systematiska skillnader mellan kvinnor och män i fråga om (a) preferenser och smak i fråga om det arbete man vill utföra och (b) förmåga och kompetens för olika typer av arbeten. Enligt det ekonomiska språkbruket tenderar kvinnor och män att utveckla olika typer av humankapital vilka ger bäst avkastning inom olika yrken och verksamheter.

Vissa forskare har försökt att empiriskt testa hypotesen att yrkessegregeringens samband med lön beror på skillnader mellan yrkesinnehavare i fråga om stabila preferenser eller icke observerbart humankapital genom att skatta s.k. ”fixed effects models” (se bilaga 2). Resultaten av dessa analyser för USA är dock oklara. England m.fl. (1988) finner att detta inte är en giltig förklaring till löneskillnaderna, medan Mcpherson och Hirsch (1995) får det motsatta resultatet.

Att pojkar och flickor tenderar att välja olika utbildningsinriktningar kan emellertid förklaras, inte enbart utifrån olika preferenser för innehållet i utbildningen, utan även med att varken unga kvinnor eller män vill utgöra en könsmässig minoritet i klassen. Det är med andra ord rimligt att tänka sig att exempelvis flickor inte vill börja en teknisk utbildning eftersom de då riskerar att inte få några kvinnliga klasskamrater. Samma mekanism – motvilja mot att enbart få arbetskamrater av det andra könet – kan också, åtminstone till viss del, förklara att kvinnor inte vill arbeta i mansdominerade yrken och att män inte vill arbeta inom kvinnodominerade yrken (England, 1992. Se också Kanters (1979) resonemang om de kvinnliga kontoristernas ovilja att söka högre tjänster på det företag hon undersökte. Även vissa förklaringsmodeller för bostadssegregering anger sådana ”tipping” mekanismer).

En viktig del i många könsrollsbaserade modeller bygger på att arbetsdelningen inom familjen mellan män och kvinnor påverkar situationen på arbetsmarknaden (se t.ex. Becker, 1985). Kvinnor uppfostras enligt traditionell könsrollsuppfattning till att ta huvudansvaret för hushållsarbete och barn, medan mannen har huvudansvaret för arbetet på marknaden. Kvinnans situation på arbetsmarknaden blir perifer, eftersom marknadsarbetet måste gå att kombinera med hemarbetet. Acker (1990) hävdar t.ex. att det bara är män som på heltid och med fullt engagemang kan ägna sig åt arbete på marknaden. Manliga arbeten och yrken fordrar således längre arbetstider, mer engagemang, medan plikter utanför arbetsmarknadens sfär är av sekundär betydelse. Kvinnornas arbeten och yrken kännetecknas däremot av att arbetsgivaren erkänner att den anställde har viktiga åtaganden utanför förvärvsarbetet.

Den förklaringsmodell som utgår från könsrollssocialisering och arbetsdelningen i hushållet har anhängare både bland feministiskt inriktade kvinnoforskare och bland mer konventionella arbetsmarknadsekonomer som utgår från neoklassisk teori. Deras slutsatser om vilka förändringar som bör göras skiljer sig dock radikalt. Joan Acker (1990) ser exempelvis lösningen i en genomgripande omorganisation av det betalda och det obetalda arbetet och utformande av nya icke-

50 hierarkiska arbetsorganisationer (se även Blomqvist, 1997). Mer konventionella ekonomer utgår emellertid från synen att arbetsmarknaden fungerar bra och icke-diskriminerande – i den mån som konkurrens får råda i enlighet med de teoretiska premisserna. Problemet (om något sådant finns) ligger snarare i vad som kallas ”pre-market segmentation”, dvs. könsrollssocialisering och särbehandling av män och kvinnor inom institutioner utanför arbetsmarknaden, t.ex. inom familjen och utbildningssystemet.

Perspektivet med könsrollssocialisering och arbetsdelningen inom familjen har utsatts för en hel del kritik. En typ av kritik inriktar sig på empiriska problem med att förklara hur könssegregeringen förändras över tid. England och Farkas (1986) påpekar att könsrollssocialisering eventuellt kan förklara hur könssegregering har uppkommit och fortlevt, men den kan inte förklara förändring i graden av segregering. Det är exempelvis svårt att utifrån detta perspektiv förklara varför könssegregeringen minskade i USA bland yngre kohorter under 70-talet, eftersom dessa kohorter uppfostrades under 50-talet då den traditionella könsrollssocialiseringen var mycket stark.

Ovanstående kan ses som ett av flera exempel på en mer generell kritik som riktas mot modeller som härleds från ortodox neoklassisk teori, nämligen premissen att preferenserna är givna och mer eller mindre oföränderliga (exogena och tidsinvarianta). Kritiker brukar tvärtom hävda att individers åsikter, intressen och preferenser, åtminstone till viss del, formas av arbetsvillkor och andra sociala förhållanden, dvs. att de är endogena och föränderliga (t.ex. Bowles, 1985; Constabile, 1995; England, 1992).

Som nämnts betonar också flera författare att det inte finns ett enkelriktat orsakssamband mellan å ena sidan socialisering och arbetsdelning inom familjen och å den andra sidan underordning på arbetsmarknaden, utan att det råder ett ömsesidigt samband dem emellan, ”feedback-effekter”. Diskriminering av kvinnor i arbetslivet tenderar således att förstärka den traditionella arbetsdelningen i hushållet.

Ett annat problem med antagandet om socialisering och preferensskillnader mellan könen, är att det inte kan förklara varför kvinnor också inom ”kvinnliga verksamhetsområden” tenderar att arbeta på en lägre hierarkisk nivå i organisationen och erhålla lägre löner än män (Bielby och Baron, 1986). Även om man med andra ord skulle kunna förklara varför kvinnor föredrar arbeten inom exempelvis vård och omsorg, varför skulle kvinnor ”välja” att vara sjukvårdsbiträde eller sjuksköterska och inte läkare?

En förklaring till att kvinnor inom ett verksamhetsområde tenderar att hamna i lägre positioner har antytts ovan, nämligen att ansvar för familj och hushåll gör att kvinnor inte kan satsa lika mycket i sitt arbete på marknaden (Becker, 1985). England och Farkas (1986) menar emellertid att även om kvinnors ansvar för hem och barn skulle kunna förklara varför det finns så få kvinnor inom manliga elityrken – som fordrar mycket övertid, resor och geografisk rörlighet – kan dessa faktorer inte förklara varför så få kvinnor arbetar inom andra mansdominerade yrken.

Humankapital och kompenserande löneskillnader

Utgångspunkten för dessa teorier är normalt antagandet att det råder konkurrens på arbetsmarknaden och att rationella aktörer har möjlighet att välja mellan olika alternativ. Med dessa premisser måste följande två frågor förklaras på ett godtagbart sätt: (1) Om kvinnoyrken är mindre förmånliga än mansyrken och om

kvinnor har möjlighet att välja, varför väljer de då inte yrken med en blandad eller mansdominerad sammansättning? (2) Om kvinnor har lägre löner än män, om arbetsgivaren är

vinstmaximerande och om det råder konkurrens mellan företagen, varför anställer då inte åtminstone vissa arbetsgivare kvinnor till högre befattningar med lägre löner, för att därmed konkurrera ut de företag som diskriminerar kvinnor? Utmaningen för anhängare av det neoklassiska paradigmet är med andra ord att förklara hur diskriminering kan fortgå under längre tid om det råder konkurrens på arbetsmarknaden? Ett möjligt svar som nämnts ovan är att mansdominerade yrken inte är mer förmånliga än kvinnodominerade yrken, om man ser sammantaget på både lön och icke-monetära belöningar såsom arbetsvillkor. Den hypotes som baseras på teorin om kompenserande löneskillnader är alltså att arbetet i mansdominerade yrken är mer ”otrevligt”, farligt och slitsamt än arbetsvillkoren i kvinnodominerade yrken och att anställda i de förra yrkena kompenseras för detta med högre lön.

En alternativ hypotes som kan härledas från teorin om kompenserande löneskillnader är att kvinnor söker sig till arbeten som går att kombinera med deras huvudansvar för barn och hushåll. Antagandet är att kvinnodominerade yrken skiljer sig från mansdominerade och blandade yrken genom att de förra i genomsnitt har flexiblare arbetstidsförläggning, kortare arbetstider och restider, mindre övertid, mindre obekväm arbetstidsförläggning samt mindre helgarbete och skiftarbete.

52 Enligt resultat från tidigare forskning, har perspektivet med kompenserande löneskillnader inte haft framgång med att förklara sambandet mellan yrkets könssammansättning och lönenivå (Glass, 1990; Jacobs och Steinberg, 1990; 1995; för Sverige se också le Grand, 1991). Inte heller den konventionella humankapitalmodellen (som förklarar löneskillnader utifrån skillnader i utbildningslängd, antal förvärvsarbetsår och antal anställningsår i företaget) har lyckats förklara mer än en liten andel av detta samband. I ett flertal länder, bl.a. Sverige och USA, finns inte längre några genomsnittliga skillnader mellan kvinnor och män i fråga om utbildningslängd. Däremot har män fortfarande i genomsnitt förvärvsarbetat under längre tid. Denna skillnad har emellertid minskat starkt i Sverige. Två mer sofistikerade förklaringsmodeller har emellertid härletts från humankapitalteorin. Båda baseras på föreställningen att människor planerar för att maximera sin livstidsinkomst. Antagandet är i båda fallen att ålderslöneprofilen ser olika ut i mansdominerade och kvinnodominerade yrken:

Värdeminskningshypotesen (the depreciation hypothesis):

Utgångspunkten är att värdet av det humankapital en anställd har minskar då det inte används, vilket innebär att även lönen sänks (Polachek, 1979; 1981). Kvinnor som avbryter sitt arbetsmarknadsdeltagande får därför lägre lön då de åter inträder i arbetskraften. Vidare antas att vissa yrken medför större lönesänkningar än andra i samband med arbetskraftsavbrott. Kvinnor som planerar att tidvis stanna hemma kommer således att maximera sin livsinkomst genom att välja yrken där löneminskningen är liten då man är borta från arbetslivet (low depreciation penalties), medan män som förväntar sig att förvärvsarbeta kontinuerligt fram till pensionen väljer yrken med stor värdeminskning vid avbrott, men där även löneökningen efter erfarenhet är stor. Slutsatsen är att om män och kvinnor fattar lönemässigt rationella val, givet arbetsdelningen i hushållet, kommer kvinnor att hamna i yrken med liten värdeminskning av sitt humankapital, medan män hamnar i yrken med både hög värdeminskning och hög värdeökning.

Värdeökningshypotesen (the appreciation hypothesis):

Ett antagande i humankapitalteorin är att investering i utbildning och upplärning i arbetet är kostsamt för individen (Zellner, 1975). Den anställde får lägre lön under upplärningsperioden, men i gengäld högre lön då utbildningen är avslutad. Den totala livstidsinkomsten antas därför vara lika, vare sig man investerar i utbildning och upplärning eller inte. Löneökningen efter ålder och erfarenhet antas emellertid vara större för de anställda som investerat i upplärning i arbetet. Vid val mellan hög startlön eller brant löneutveckling

kommer kvinnor, som planerar att förvärvsarbeta kortare tid än män, att välja hög startlön och mindre löneutveckling, dvs. liten grad av on-the-job training. Detta leder till könssegregering.

På basis av båda dessa hypoteser förväntas löneprofilerna efter antal förvärvsarbetsår att vara brantare, men startlönen lägre för anställda i mansdominerade jämfört med de i kvinnodominerade yrken.

Ingen av dessa två humankapitalbaserade förklaringar till sambandet mellan segregering och lön har fått något övertygande stöd i den empiriska forskningen. Arbeten med mycket upplärning ger inte lägre startlöner än arbeten med liten upplärning. Livstidsinkomsten är med andra ord inte likvärdig i de två typerna av jobb (för Sverige, se Björklund och Regnér, 1993). Studier från USA tyder vidare på att kvinnodominerade arbeten inte har högre startlöner än mansdominerade (England, 1984). Den slutsats som England och Farkas (1986) drar är att anställda i kvinnliga yrken erhåller lägre lön än de i manliga yrken för varje utbildningsnivå och för varje livscykelstadium, och att kvinnor därför betalar en straffavgift i form av lägre livsinkomst genom att arbeta i typiska kvinnojobb. Arbetsmarknadsavbrott tycks inte heller ge så stora löneminskningar som de teoretiska resonemangen utgår från. Redan efter ett fåtal år i arbetskraften tycks den anställde ha hämtat in den nackdel som ett avbrott innebar (Edin och Nynabb, 1992; Hoem, Stafford och Sundström, 1990). Dessutom visar tvärsnittsstudier att den löneminskning som kvinnor erfar då de är utanför arbetskraften inte är högre i mansdominerade än i kvinnodominerade arbeten (England, 1982; 1984; Corcoran m.fl., 1984).

Diskriminering i arbetslivet

Könsdiskriminering på arbetsmarknaden brukar definieras som förekommande då individer som är lika (eller potentiellt lika) dugliga och kvalificerade särbehandlas enbart på grund av kön (Jonung, 1995:27).

En grundläggande utgångspunkt inom konventionell ekonomisk teori om arbetskraftsefterfrågan är att arbetsgivaren väger kostnader mot fördelar med att anställa en viss person till ett visst jobb. Då det råder konkurrens på marknaderna kommer arbetsgivaren att rekrytera den person som är mest produktiv till ett givet pris (lön), eller den som kan producera en given mängd till lägsta kostnad, dvs. diskriminering förekommer inte. Det bör dock påpekas att den enkla neoklassiska marknadsmodellen, speciellt under senare år, har modifierats och utvidgats för att medge förekomsten av vissa former

54 av könsdiskriminering, exempelvis i teorin om statistisk diskriminering och ”crowding-hypotesen” (se nedan).

Sociologiska synsätt utgår normalt från att kvinnliga arbeten har ”icke-kompenserade” nackdelar. Ett flertal möjliga förklaringar har föreslagits till att diskriminering kan fortleva på en kapitalistisk arbetsmarknad. Vid sidan av feedback-processer och institutionell tröghet, är ett vanligt synsätt att vissa företag och anställda ”isoleras” från marknadskrafternas inflytande p.g.a. exempelvis ömsesidigt beroende mellan anställda, långsiktiga anställningskontrakt och/eller företagsspecifik kompetens inom interna arbetsmarknader (Jacobs och Steinberg, 1995). Man antar ofta att arbetsmarknaden består av strukturella nischer, eller relativt avskilda segment (social closures) som kännetecknas av okompenserade fördelar och nackdelar (England m.fl., 1988). Då arbetsvillkoren inom ett segment är fördelaktiga, används sociala utestängningsstrategier av innehavarna för att skapa monopol på dessa arbeten och därmed bevara sina privilegier. De selektionsprinciper som används för att avgöra vem som får tillträde till förmånliga befattningar baseras ofta på kön, ras eller etnisk tillhörighet (andra principer är utbildning, examina och religiös tillhörighet) (Weber, 1922/1983; Parkin, 1979; Tomascovic-Devey, 1993; 1995). Ett närliggande argument inom litteraturen om segmenterade arbetsmarknader är att det finns institutionaliserad diskriminering, som baseras på sedvanemässiga och traditionella mönster för rekrytering, vilka stöds av arbetsgivare och privilegierade anställda och att detta medför att andra anställda – kvinnor och minoriteter – tilldelas ofördelaktiga platser på arbetsmarknaden.

En sådan teoretisk utgångspunkt kan, enligt min mening, belysa de processer genom vilka kvinnor utestängs från kvalificerade och väl betalda arbeten, men det ger ingen fullödig förklaring till varför yrken som domineras av kvinnor betalas sämre än mansdominerade yrken med likvärdiga arbetskrav. För att klargöra denna distinktion är det lämpligt att skilja mellan olika former av arbetsmarknadsdiskriminering med skilda mekanismer. Vad gäller lönediskriminering är det vanligt att göra följande indelning (England, 1992; Petersen och Morgan, 1995; Tomascovic-Devey, 1995; Treiman och Hartman, 1981): (a) Direkt diskriminering innebär att män betalas högre lön än

kvinnor för samma arbete på samma arbetsplats. I dag är detta inte en viktig form av lönediskriminering. Petersen fann exempelvis på basis av data från USA och Norge att den genomsnittliga löneskillnaden mellan kvinnor män inom samma finfördelade yrke på samma arbetsställe var mycket liten (2–3 procent i USA och 2– 6 procent i Norge). Resultatet är inte förvånande eftersom den

direkta diskrimineringen är mer synlig och uppenbar än indirekta former av diskriminering och därmed lättare att åtgärda genom lagstiftning och andra politiska åtgärder. (b) Fördelningsmässig diskriminering innebär att män och kvinnor

allokeras till olika arbeten, yrken och arbetsplatser med olika utvecklingschanser och löner. Vad som det här gäller är diskriminering i fråga om rekrytering och befordran till fördelaktiga och väl betalda positioner på arbetsmarknaden. Inom den sociologiska litteraturen är det främst fördelningsmässig diskriminering som behandlats, eftersom den är nära relaterad till teorier om social utestängning. (c) Värderingsmässig diskriminering (eller ”comparable worth

discrimination”) definieras av England (1992:1) som att ”… jobs filled mostly by kvinnor have pay levels that are lower than they would be if the jobs were filled mostly by men”. Det gäller här alltså en form av diskriminering som inte riktas mot enskilda individer utan mot det arbete som utförs (Tomaskovic-Devey, 1995:29). Det är denna typ av diskriminering som är huvudintresset i detta kapitel och som här skall kort diskuteras. Enligt en uppfattning uppkommer värderingsmässig diskriminering genom ”statussammansättningsprocesser” (status composition processes), vilket innebär att den status som den dominerande gruppen i ett arbete innehar – t.ex. det typiska könet eller den typiska etniska gruppen – utgör en grundläggande aspekt av detta arbete, genom att det påverkar hur arbetet utförs och organiseras, såväl som hur det värderas i lönehänseende. Arbeten som främst utförs av kvinnor och icke-vita är med andra ord kulturellt nedvärderade (Acker, 1990; Tomaskovic-Devey, 1993). Ett viktigt element i den värderingsmässiga diskrimineringen är, enligt England (1992:39–40), att de slags arbetskompetens som ofta fordras i kvinnliga jobb ger lägre lönepåslag än de som är typiska i manliga jobb. Den kvalifikation och de arbetsvillkor som av tradition associeras med kvinnliga arbeten tenderar med andra ord att vara nedvärderade vilket institutionaliserats i lönesystemet.

De mer specifika mekanismer genom vilka den värderingsmässiga diskrimineringen skapas kan hittas i de lönebestämmande institutionerna på arbetsmarknaden. Rubery och Fagan (1994) menar exempelvis att könssegregeringens betydelse för kvinnors lägre löner uppkommer via olika praxis för lönesättning och löneförhandlingar inom skilda yrkesgrenar och branscher. En slutsats som dessa författare drar på basis av sin studie av lönesättning och könssegregering inom den europeiska unionen, är att många till synes könsneutrala system för arbetsvärdering och jobbklassificering – som

56 lönesystemen ofta baseras på – är uppbyggda på tidigare lönesystem som baserades på könsdifferentiering (Rubery och Fagan, 1994:xviii). Ett exempel de nämner är Tyskland där under 1950-talet begreppen ”tunga” och ”lätta” arbeten ersatte vad som tidigare var manliga och kvinnliga arbeten.

Ett sådant synsätt innebär givetvis ett antagande om att lönerna bestäms på ett helt annat sätt än vad som normalt antas i neoklassiska mikroekonomiska modeller. Den förra ansatsen utgår från att arbetsmarknaden är segmenterad och att lönerna inte bara bestäms av marknadskrafterna, utan också av aktörernas förhandlingsstyrka samt av normer, sedvänjor och rättviseuppfattningar.2

Bland de empiriska beläggen för att det finns värderingsmässig diskriminering – vid sidan av sambandet mellan lön och andel kvinnor i yrket (se Sorensen, 1989 och England, 1992 för en översikt av denna forskning) – kan nämnas Baron och Newmans (1989) resultat från USA som visade att för jobb där andelen kvinnor eller icke vita ökade mellan 1979 och 1985 var löneökningen mindre än i andra jobb, även efter kontroll för initiallönen 1979 (se även Baron och Newman, 1990; Pfeffer och Davis-Blake, 1987).

Ett problem med statussammansättningshypotesen – om den inte kombineras med ett antagande om att det förekommer fördelningsmässig diskriminering – är att förklara varför nedvärderingen av ett arbete kvarstår under långa tidsperioder. Vad skulle annars hindra kvinnor från att söka sig till bättre betalda yrken som domineras av män eller med en mer balanserad könssammansättning?

Den s.k. ”ansamlingshypotesen” (the crowding hypothesis) ger en förklaring till kvinnoyrkenas låga löner som inte bygger på kulturell nedvärdering, utan i stället på en indirekt effekt av fördelningsmässig diskriminering, dvs. att kvinnor utestängs från mansdominerade yrken (men män diskrimineras inte vid tillträde till kvinnodominerade yrken). Genom att kvinnor mer eller mindre nekas tillträde till många yrken, kommer de att trängas samman i ett begränsat antal yrken vilket leder till att det där skapas ett utbudsöverskott av arbetskraft. Genom enkel tillämpning av neoklassisk teori följer att utbudsöverskott inom kvinnoyrkena sänker lönerna där till en nivå som är lägre än vad som skulle vara fallet om kvinnorna inte diskriminerades vid tillträde till manliga yrken. Resultatet blir att kvinnornas genomsnitt-

2 Det senare synsättet har dock under senare år fått förnyat intresse även bland vissa etablerade och erkända ekonomer, såsom Robert Solow (1990) som utgivit en bok med titeln ”the labor market as a social institution”.

liga löner är lägre än vad de skulle vara på en integrerad arbetsmarknad (Bergmann, 1974).

3

Att det finns stora könsskillnader i fråga om tillgång till fördelaktiga jobb är väl dokumenterat (Green, 1983; Greenberger och Steinberg, 1983). Kvinnor tenderar att inneha mindre komplicerade arbeten (konstanthållet för konventionella humankapitalvariabler), arbeten på lägre hierarkisk nivå, ha mer rutinmässigt och kontrollerat arbete och i mindre utsträckning befinna sig på en intern arbetsmarknad.

Slutsatsen är alltså att det kan finnas två olika typer av diskrimineringsmekanismer som leder till lägre lön i kvinnodominerade yrken: För det första en kulturell nedvärdering av yrket på grund av låg status för kvinnor och för den kompetens och de arbetsförhållanden som råder inom sådana arbeten; och för det andra en indirekt effekt av att kvinnor utestängs från mansdominerade yrken vilket leder till utbudsöverskott i de kvinnliga yrkena.

Det bör dock återigen påpekas att förekomst av diskriminering i arbetslivet inte utesluter att utbudsrelaterade förklaringar såsom könsrollssocialisering och arbetsdelning inom familjen har betydelse. England m.fl. (1988) kritiserar den uppdelning som många författare gör mellan förklaringar som utgår från antingen arbetskraftsutbud eller efterfrågan (se också Jonung, 1995:12). De menar i stället att yrkessegregering och kvinnors underordnande på arbetsmarknaden skapas genom ett komplicerat samspel mellan könsrollssocialisering, arbetsgivares diskriminering och de sociala institutionernas uppbyggnad. ”… discrimination creates accomodation to limited options that may appear as preferences” (England m.fl., 1988:546–547). Institutionell tröghet och feedback effekter mellan utbuds- och efterfrågefaktorer på arbetsmarknaden antas alltså medföra att diskriminering inte försvinner av marknadskrafternas spel.

Hypoteser

På basis av genomgången ovan kommer sex hypoteser att formuleras. Som nämnts är det eventuella förekomster av värderingsmässig diskriminering som utgör huvudintresset. Jag börjar med fyra hypoteser som utgår från att diskriminering i arbetslivet inte förekommer.

3 En annan variant av ansamlingshypotesen baseras på könsrollssocialisering och skilda preferenser för arbete mellan könen i stället för på fördelningsmässig diskriminering. Denna modell är dock, enligt min mening, inte logiskt konsistent, eftersom män då i lika hög grad som kvinnor borde trängas samman i ett begränsat antal yrken. Dvs. arbetsmarknaden skulle vara segregerad, men det skulle inte råda utbudsöverskott och lägre marknadsklarerande löner inom kvinnoyrkena.

58 Två hypoteser kan härledas från teorier om könsrollssocialisering och familjeplikter: H1: (a) Om kvinnors familjeplikter är en viktig orsak till yrkessegrering och könsrelaterade löneskillnader, väntar vi att kvinnor som arbetar inom mansdominerade yrken i genomsnitt har mindre familjeplikter än kvinnor inom mansdominerade yrken – dvs. de förra är mer sällan gifta/sambo, har mer sällan barn (speciellt småbarn) och de arbetar färre timmar per vecka med hushållsarbete. (b) Konstanthållet för familjerelaterade faktorer kommer ”löneeffekten” av yrkets könssammansättning att avsevärt minska eller försvinna. H2: Om könsskillnader i intressen och preferenser som skapats under uppväxten förklarar yrkessegregering och den därmed sammanhängande löneskillnaden mellan kvinnor och män, kommer effekten av yrkets könssammansättning att försvinna i en s.k. ”fixed effects model”, som eliminerar icke observerade men tidskonstanta faktorer t.ex. djupt förankrade intressen och preferenser som skapats i barn- och ungdomen. Problem och möjligheter med sådana förändringsstudier behandlas mer utförligt i bilaga 2. På basis av perspektivet med kompenserande löneskillnader formuleras följande hypotes: H3: (a) Mansdominerade yrken kännetecknas i högre grad än kvinnodominerade yrken av fysiskt mer oförmånliga arbeten, stress, övertid, ackords- och skiftarbete, längre arbets- och restider, mindre flexibel arbetstidsförläggning och mindre möjligheter till att gå privata ärenden under arbetstid. (b) Konstanthållet för indikatorer på arbetsvillkor och arbetstidernas längd, förläggning och flexibilitet kommer löneeffekten av yrkets könssammansättning att avsevärt minska. Förklaringar, som är relaterade till antagandet att män i genomsnitt har högre produktivitet än kvinnor, utgår från att män tenderar att inneha mer humankapital, speciellt av det slag som förvärvas genom upplärning i arbetet. Ofta görs dessutom antagandet att en del av detta humankapital inte kan mätas av forskaren, men kan observeras av arbetsgivaren. Indirekt manifesteras emellertid denna löneeffekt genom följande empiriska utfall: H4: (a) Arbeten i yrken som domineras av män fordrar i genomsnitt mer skolutbildning, längre erfarenhet, mer intern upplärning och anställda inom dessa yrken tenderar att ha fler underställda i arbetet. (b) Konstanthållet för skolutbildning, erfarenhet, intern upplärning och arbetsledaransvar kommer löneeffekten av yrkets könssammansättning att avsevärt minska.

Relevansen av argumenten om uppvärdering och nedvärdering av humankapital kan belysas på följande sätt (eftersom det är osäkert om utfallet beror på upp- eller nedvärdering av humankapital, formuleras endast en hypotes):

H5: Det finns negativa interaktionseffekter med avseende på lön mellan (a) andel kvinnor i yrket och erfarenhet (antal år i arbetskraften) samt (b) mellan andel kvinnor i yrket och arbetets krav på intern upplärning. I båda dessa fall bör samtidigt huvudeffekten av andel kvinnor i yrket vara positiv, vilket är en indikation på att startlönerna, respektive lönerna för jobb utan intern upplärning, är högre i kvinnodominerade yrken (se avsnitt 2.3 och bilaga 2 för en närmare förklaring till modellspecifikationerna).

Det finns problem med att direkt utvärdera könsdiskriminering på grundval av surveyundersökningar. Stödet för att detta förekommer blir ofta indirekt och därmed svagare genom att endast alternativa förklaringar kan förkastas. Mer specifikt består problemet med en sådan s.k. ”residualmetod” i att man tolkar lönekoefficienten för andel kvinnor i yrket, konstanthållet för relevanta variabler, som diskriminering. En sådan tolkning innebär att man dels antar att det inte förekommer stora och systematiska mätfel, dels antar att alla relevanta kontrollvariabler är inkluderade i lönemodellen.

I de kommande analyserna testas hypotesen om värderingsmässig diskriminering på två sätt. För det första används residualmetoden vid analys av både tvärsnitts- och förändringsdata. Som nämnts, kan vi nämligen genom att analysera förändring – under vissa antaganden – eliminera de mätfel som hänför sig till de yrkespreferenser och de icke observerbar produktivitetsskillnader som inte förändras över tid. Följande hypotes kan således formuleras:

H6: Om det förekommer värderingsmässig diskriminering bör det framkomma en statistiskt säkerställd löneeffekt av yrkets könssammansättning, även efter konstanthållning för relevanta mått på den anställdes produktivitet, familjeplikter och arbetets krav. Resultatet bör vidare gälla både för tvärsnittsskattningar och vid skattning av löneförändringsmodeller. Om alltså resultaten är likartade både vid analys av lön vid ett tillfälle och vid analys av löneförändring mellan två tidpunkter, blir slutsatserna om hypotes 6 mycket säkrare.

Om vi emellertid finner att sambandet mellan yrkets könssammansättning och lönenivå minskar starkt vid konstanthållning för arbetets krav på kvalifikation och ansvar kan två olika tolkningar göras: Sambandet beror antingen på fördelningsmässig diskriminering eller på skillnader i yrkesinnehavarnas preferenser och/eller humankapital. Vilken tolkning som är riktig går inte att avgöra med hjälp av de data vi har tillgång till. Förekomsten av fördelningsmässig diskriminering

60 är med andra ord speciellt problematisk att utvärdera med hjälp av residualmetoden.

Den andra infallsvinkeln för att belysa förekomsten av värderingsmässig diskriminering är antagandet att anställda inom kvinnodominerade yrken får sämre ekonomisk ”avkastning” på sin utbildning, upplärning och erfarenhet. Tidigare studier från Sverige visar att kvinnor får sämre avkastning på sin utbildning och erfarenhet (le Grand 1991; 1993). Om detta beror på de kvinnodominerade yrkenas sämre möjligheter kommer följande hypotes att få stöd:

H7: Det finns en negativ interaktionseffekt med avseende på lön mellan å ena sidan andel kvinnor i yrket och å andra sidan utbildningsår, erfarenhet och intern upplärning. Avkastningen på dessa former av humankapital antas med andra ord vara lägre inom kvinnoyrkena. Dessutom kommer huvudeffekten av andel kvinnor i yrket att vara negativ eller noll i modellen med interaktion med erfarenhet, vilket anger att begynnelselönen för kvinnor inte är högre än för män.

I likhet med i hypotes 5 antas alltså i hypotes 7 att löneökningen efter erfarenhet och efter intern upplärning är mindre inom kvinnodominerade yrken. I motsats till i H5 antas emellertid i H7 att startlönerna är lägre eller lika stora inom kvinnoyrkena, inte högre som i H5. Dessutom antar vi i H7 att avkastningen på utbildning är lägre inom kvinnodominerade yrken, vilket inte går att härleda från humankapitalteorin. Om H7 får stöd är slutsatsen att det är en ekonomisk nackdel att arbeta inom kvinnodominerade yrken, även utifrån perspektivet av ett helt arbetsliv.

2.3. Data, variabler och uppläggning

Data och variabler

Datamaterial i tvärsnittsanalyserna är Levnadsnivåundersökningen 1991 (LNU) medan förändringsanalyserna bygger på anställda individer som var med i LNU både 1991 och 1981.

LNU 1991 är en fortsättning på de tidigare levnadsnivåundersökningarna från 1968, 1974 and 1981 (se Fritzell och Lundberg, 1994 för en presentation av datamaterialet). Grunden för LNU är det slumpmässiga urval (cirka 6 000 personer) av den vuxna befolkningen som användes vid 1968 års undersökning. Vid de följande omgångarna har samma personer samt tilläggsurval av ungdomar och invandrare intervjuats. Vid varje undersökningstillfälle har detaljerade uppgifter insamlats om individernas löner, arbetsförhållanden,

familjesituation, utbildning med mera. De variabler som ingår i analyserna beskrivs i bilaga 1.

Den beroende variabeln i analyserna är beräknad lön per timme före skatt enligt intervjusvaren i LNU. Andra ersättningar från anställningen än fast timlön – såsom månads- och veckolön, bonus, ackord, ersättning för övertid och obekväm arbetstid – har omräknats till timersättning på grundval av information om den ordinarie arbetstidens längd. Sidoförmåner ingår däremot inte i detta lönemått. I enlighet med gängse förfaringssätt har lönevariabeln transformerats till logaritmiska enheter.

Den centrala oberoende variabeln är procent kvinnor i yrket (PK), som har konstruerats på basis av kodning av den anställdes yrke enligt Nordisk yrkesklassificering (NYK) på tresiffernivå. Totalt består urvalet av 182 yrkesgrupper (127 för kvinnor och 158 för män). Uppgifter om könssammansättningen i dessa yrken har hämtats från Folk- och bostadsräkningarna 1990 och 1980 (SCB 1991, Tabell 6).

Kontrollvariablerna delas in i följande sju grupper: (1) Humankapitalindikatorer:

(i) Utbildningslängd, (ii) erfarenhet (antal förvärvsarbetsår) och kvadraten av erfarenhet samt (iii) antal anställningsår hos nuvarande arbetsgivare. (2) Familjerelaterade variabler: Om den anställde är (i) gift/sambo,

har (ii) förskolebarn, (iii) barn mellan 7 och 12 år, eller (iv) tonårsbarn. Dessutom ingår (v) antal hemmavarande barn under 20 år och (vi) antal timmar hushållsarbete per vecka. (3) Arbetstidsrelaterade variabler:

(i) Obekväm arbetstid, (ii) restid till och från arbetet, (iii) övertidsarbete förra veckan, (iv) ordinarie arbetstid, (v) veckoslutsarbete, (vi) flexibel arbetstid (om respondenten ”inom vissa gränser själv kan bestämma när han/hon börjar och slutar arbetet”), (vii) skiftarbete, (viii) noga med tiderna på arbetsplatsen, (ix) kan lämna arbetsplatsen för att gå privatärende. (4) Andra arbetsvillkor:

(i) Ackordsarbete, (ii) jäktigt arbete, (iii) fysiska arbetsmiljöproblem (ett sammanfattande index över ett antal indikatorer på fysiskt påfrestande arbete), (iv) autonomi i arbetet, (v) utarmande arbete, (vi) rutinarbete. (5) Indikatorer på krav på kvalifikation och auktoritet i arbetet:

62 (i) Antal underställda i arbetet4, (ii) utbildningskrav för arbetet, (iii) krav på upplärning i arbetet, (iv) antal dagar senaste året med utbildning på betald arbetstid. (6) Yrkesklass:

(i) Högre tjänstemän, (ii) tjänstemän på mellannivå, (iii) lägre tjänstemän och kontorister, (iv) kvalificerade arbetare, (v) okvalificerade arbetare. (7) Näringsgren:

(i) Verkstadsindustri, (ii) övrig industri, gruvdrift och kraftverk, (iii) byggnadsindustri, (iv) handel, (v) transport m.m., (vi) bank, försäkring, fastighetsförvaltning, (vii) övriga privata tjänster, (viii) offentlig förvaltning, (ix) undervisning, (x) vård, (xii) övriga offentliga tjänster.

Uppläggning

Fem typer av empiriska analyser har utförts (i bilaga 2 ges en mer teknisk beskrivning av de metoder som använts vid de empiriska analyserna.)

Först presenteras för 1991 genomsnittliga värden på egenskaper hos den anställde och dennes arbete uppdelat efter om yrket är mansdominerat, blandat eller kvinnodominerat. Syftet med detta är att belysa relevansen av de hypoteser som anger att arbetsvillkoren i kvinnodominerade yrken passar väl in på de krav som ansvaret för hem och hushåll ställer (hypoteserna 1a och 3a).

Därefter följer en serie av tvärsnittsanalyser för 1991 av lön där skattade regressionskoefficienter för procent kvinnor i yrket redovisas. Syftet är att utröna om och hur denna koefficient förändras då grupper av kontrollvariabler successivt införs i modellen, enligt den variabelgruppering som beskrivits ovan. Vi antar att det totala sambandet mellan andel kvinnor i yrket (PK) och lönenivå beror på skillnader mellan anställda i kvinno- och mansdominerade yrken vad gäller sex komponenter:

(i) humankapital, (ii) familjeansvar, (iii) arbetsvillkor, arbetstider m.m., (iv) krav på kvalifikation och ansvar i arbetet, inklusive klassposition och branschtillhörighet, (v) värderingsmässig diskriminering av kvinnodominerade yrken samt (vi) systematiska mätfel och saknade förklaringsvariabler, där det senare medför att vi underskattar

4 Variabeln är mätt som ln (antal underställda adderat med 1). Orsaken till att vi adderar med ett är att logaritmen av noll inte är möjlig. Genom att addera variabeln med ett kommer anställda utan underställda att få värdet noll på den logaritmerade variabeln, eftersom ln(1) = 0.

betydelsen av de fyra första komponenternas inflytande och överskattar betydelsen av den värderingsmässiga diskrimineringen.

För det tredje testas hypoteserna 5 och 7 genom att till en lönemodell med humankapitalindikatorer införa multiplikativa termer som mäter interaktionseffekter (i) mellan PK och utbildning, (ii) mellan PK och erfarenhet och (iii) mellan PK och upplärning i arbetet. Genom dessa analyser kan vi få en uppfattning, dels om löneökningen efter utbildning, erfarenhet och intern upplärning är större i manliga än i kvinnliga yrken, dels om startlönerna är högre, lägre eller lika inom kvinnoyrken jämfört med mansyrken.

För det fjärde redovisas resultaten av s.k. dekomponeringsanalys av ”könslönegapet” – dvs. skillnaden i genomsnittslön mellan kvinnor och män. Denna löneskillnad har uppdelats i (a) den del som kan förklaras med att kvinnor och män har olika medelvärden på de oberoende variablerna – dvs. att kvinnor tenderar att ha lägre värden på de faktorer som ger högre lön; (b) den del som beror på att koefficienterna på de faktorer som påverkar lönenivån skiljer sig åt mellan kvinnor och män – dvs. att kvinnor får sämre ekonomiskt utbyte av sina resurser. Huvudfrågan i dekomponeringsanalysen är hur mycket av det totala ”könslönegapet” som kan förklaras med att kvinnor och män tenderar att arbeta inom olika yrken.

Till sist analyseras löneförändring mellan 1981 och 1991. Syftet här är att pröva hypotesen att sambandet mellan yrkets könssammansättning och den anställdes lön beror på skillnader i icke observerade faktorer som är stabila över tid – t.ex. skillnader i preferenser för typ av arbete eller icke mätbara skillnader i humankapital mellan kvinnor och män (hypotes 2). Två typer av förändringsekvationer skattas – i den ena modellen antas att intiallönen 1981 påverkar löneförändringen 1981-1991, medan detta antagande inte görs i den andra modellen (se bilaga 2). Om lönekoefficienten för PK är likartad i båda modellspecifikationerna, står vi enligt min mening på en säkrare grund vad gäller att dra slutsatser om hur PK påverkar lön.

2.4. Resultat

Skillnader i individ- och jobbegenskaper mellan kvinno- och mansdominerade yrken

Tabell 2.1 visar genomsnittliga variabelvärden uppdelat efter yrkets könssammansättning. Yrkena har uppdelats i tre grupper: mansdominerade yrken (0–33 procent kvinnor i yrket), blandade yrken (33–67 procent kvinnor) och kvinnodominerade yrken (67–100 procent kvinnor). Av tabellen framgår att genomsnittslönen är lägst i de

64 kvinnodominerade yrkena för både kvinnor och män. Vidare tjänar kvinnor som arbetar inom blandade och mansdominerade yrken mer än män som arbetar inom kvinnodominerade yrken. Löneläget är högst i de könsblandade yrkena. Övriga resultat sammanfattas under följande sex rubriker.

Skillnader i humankapital

Män som är verksamma inom kvinnoyrken har i genomsnitt högre utbildning men kortare arbetslivserfarenhet än män inom mansyrken. Kvinnor tenderar att ha kortare arbetslivserfarenhet om de arbetar inom mansdominerade yrken. Både män och kvinnor som har liten arbetslivserfarenhet tenderar alltså att oftare arbeta i ett icke ”könstypiskt” yrke.5

5 Det finns två alternativa förklaringar till detta samband: Det kan bero på att oerfarna personer innehar ett irreguljärt jobb i början av sitt arbetsliv, innan de etablerat sig på arbetsmarknaden. Dvs. de söker efter och kommer senare att få ett mer varaktigt arbete i enlighet med könskonventionerna. En annan tolkning är att resultatet är ett uttryck för en förändring av arbetsmarknaden i riktning mot mindre segregering, dvs. att fler unga män söker sig till kvinnodominerade och fler unga kvinnor till mansdominerade yrken. Vilken av de två tolkningarna som är riktiga kan vi inte här avgöra.

Tabell 2.1 Genomsnittliga variabelvärden uppdelat efter mansdominerade, könsblandade och kvinnodominerade yrken

Kvinnor

Män

Mans dom.

Könsbl and.

Kvinno dom.

Mans dom.

Könsbl and.

Kvinno dom.

Timlön (kronor)

75,64 78,81 67,76 84,44 98,00 72,89

Humankapitalvariabler:

Utbildningsår

11,7 12,7 11,2 11,2 13,2 12,2

Förvärvsarbetsår

15,0 18,2 17,2 20,6 21,0 16,7

Anställningsår i företaget

8,3 11,1 9,8 10,6 12,3 7,8

Familjerelaterade variabler:

Gift eller sambo (procent)

70 75 71 72 73 61

Förskolebarn (procent)

20 16 18 21 20 19

Barn 7–12 år (procent)

20 15 18 18 18 14

Tonårsbarn (procent)

19 24 25 20 20 13

Antal barn under 20 år

0,84 0,84 0,88 0,84 0,85 0,69

Hushållsarbete (timmar/vecka)

14,0 14,1 15,4 5,2 5,4 5,4

Arbetstidsrelaterade variabler:

Obekväm arbetstid (timmar/vecka) 2,28 1,75 2,60 3,40 3,82 4,58 Restid (timmar/vecka) 2,26 2,43 2,08 2,49 3,00 2,83 Flexibel arbetstid (procent) 55 51 38 47 61 49 Noga med tiderna (procent) 63 75 80 68 65 76 Kan gå privata ärenden (procent) 55 46 33 62 70 46 Övertid (timmar/vecka) 0,87 1,35 0,75 1,42 1,82 1,31 Veckoslutsarbete (timmar/vecka) 1,31 1,00 2,92 1,67 2,06 4,60 Ordinarie arbetstid (timmar/vecka) 36,2 35,9 33,0 39,3 39,0 37,5 Skiftarbete (procent) 13 12 24 17 13 28 Övriga arbetsvillkor:

Ackord (procent)

5 2 0 10 1 1

Fysiska arbetsmiljöproblem (index) 0,31 –0,47 –0,25 0,50 –0,38 –0,15 Autonomi i arbetet (index) 2,42 2,72 2,57 2,67 3,04 2,93 Jäktigt arbete (procent) 60 73 68 63 74 60 Utarmande arbete (index) 2,31 1,83 2,09 1,93 1,45 2,01 Rutinarbete (index) 0,29 0,02 0,06 –0,04 –0,28 –0,06 Krav på kvalifikation och ansvar:

Antal underställda (log)

0,31 0,52 0,32 0,62 1,16 0,45

Utbildningskrav för arbetet (år)

2,21 3,25 1,88 2,40 4,03 2,17

Interna upplärningskrav (månader) 10,3 13,2 7,1 18,6 19,9 12,2 Internutbildning under året (veckor) 7,2 5,3 4,2 6,0 4,7 7,1 Yrkesklass (procentenheter):

Högre tjänsteman

16 30 3 14 47 7

Tjänsteman på mellannivå

20 30 19 18 18 20

Lägre tjänsteman/kontorist

18 15 29 9 15 23

Kvalificerad arbetare

8 3 15 34 5 18

Okvalificerad arbetare

37 23 35 25 16 31

Näringsgren (procentenheter):

Primära och sekundära industrier 42 24 8 62 26 11 Privata tjänster 39 31 24 24 34 39 Offentliga tjänster 20 46 68 14 40 50 N 142 213 1099 1055 274 176 Mansdominerade yrken definieras som de med mindre än 33 procent kvinnor; blandade yrken som de med 33–67 procent kvinnor, och kvinnodominerade yrken som de med 67–100 procent kvinnor i yrket.

Familjerelationer

Enligt hypotes 1a tenderar kvinnor som är verksamma inom mansyrken ha mindre familjeplikter än de som arbetar inom kvinnoyrken. Resultaten i tabell 2.1 ger dock inget som helst stöd för ett sådant synsätt. Skillnaden mellan kvinnliga anställda inom mans- och kvinnoyrken vad gäller civilstånd, antal barn och hushållsarbete är över lag marginella. Slutsatsen är att kvinnors ansvar för hushållsarbete och småbarn inte tycks utgöra en viktig förklaring till yrkessegregeringen i Sverige. (Glass, 1990, drar samma slutsats för USA genom att använda andra metoder).

Arbetstidernas längd, förläggning och flexibilitet

Enligt hypotes 3 är arbetstiderna inom kvinnodominerade yrken utformade så att de är mer förenliga med familjeplikterna. Resultaten här tyder snarare på motsatsen. Det är fler och inte färre kvinnor i kvinnoyrken som arbetar skift, på obekväma tider och på helger. Tvärtemot hypotesen kan vidare anställda i kvinnodominerade yrken mer sällan i stället för oftare gå privatärenden och det är mer noga med att hålla tiderna inom kvinnodominerade yrken. Det motsatta borde vara fallet om kvinnor valt dessa yrken för att de skall gå att kombinera med hushållsarbete och ansvar för barn. I enlighet med hypotesen är dock den ordinarie veckoarbetstiden kortare i kvinnodominerade yrken och övertidsarbetet är kortare. Dessa skillnader är dock relativt små.

Andra arbetsvillkor

Ackordsarbete finns mest inom mansyrken, men även där är det ovanligt (10 procent av männen och 5 procent av kvinnorna inom mansdominerade yrken har någon form av ackordslönesättning). Anställda inom mansdominerade yrken tenderar att ha fler fysiska arbetsmiljöproblem. Vad gäller autonomi, stress samt utarmande respektive varierande jobb, finns inga nämnvärda skillnader.

Kompetenskrav, upplärning och auktoritet

Det finns inga stora skillnader mellan kvinno- och mansdominerade yrken i fråga om hur många underställda som den anställde har i arbetet (antal underställda är flest inom blandade yrken). De formella kraven på skolutbildning är minst inom kvinnodominerade yrken och högst inom könsblandade yrken. Däremot är, som väntat enligt hypotes 4, den interna upplärning som fordras för jobbet klart kortare inom kvinnodominerade yrken. Vad gäller den mer formella internutbildningen finns emellertid inga skillnader efter yrkets könssammansättning. Sammanfattningsvis är de formella utbildningskraven och upplärningen i arbetet mindre i kvinnodominerade yrken,

vilket i enlighet med hypotes 4 är en orsak till löneskillnaderna mellan kvinno- och mansdominerade yrken.

Social klass och bransch

Mans- och kvinnodominerade yrken är olika fördelade inom den vertikala och horisontella uppdelningen i arbetslivet såsom detta här mäts med social klass och näringsgren. Vad gäller klassposition är anställda inom kvinnodominerade yrken underrepresenterade bland högre tjänstemän och överrepresenterade bland lägre tjänstemän. I fråga om bransch är inte oväntat en stor andel av de som arbetar inom kvinnoyrken sysselsatta inom den offentliga tjänstesektorn, medan de i mycket liten utsträckning arbetar inom varuproducerande verksamheter.

Den preliminära slutsats vi kan dra på basis av tabell 2.1 är att familje- och arbetstidsrelaterade faktorer tycks vara av liten eller ingen betydelse för att förstå mäns och kvinnors olika fördelning mellan yrken. Hypotes 4 – att kvalifikationskraven är mindre inom kvinnodominerade yrken – är emellertid inte oförenlig med dessa resultat.

Tvärsnittsanalyser av lön

Tabell 2.2 visar koefficienter och t-värden för andel kvinnor i yrket (PK) i olika lönemodeller som skattats separat för kvinnor och män.

Variabeln PK är transformerad så att koefficienten visar den skattade löneskillnaden i logaritmiska enheter mellan anställda i yrken med 90 procent kvinnor och i yrken med 10 procent kvinnor.6”Kvinnoyrken” och ”mansyrken” är alltså här definierade som yrken med 90 respektive 10 procent kvinnor.

I modell A ingår vid sidan av PK, utbildningslängd, erfarenhet, erfarenhet i kvadrat samt anställningstid i företaget, dvs. de konventionella indikatorerna på humankapital. Vi ser att koefficienten för PK är –0,147 för kvinnor och –0,125 för män, vilket innebär att lönerna för kvinnor är nästan 16 procent högre i yrken med 10 procent kvinnor än i yrken med 90 procent kvinnor, medan för män motsvarande löneskillnad är 13 procent.7 För en heltidsanställd som tjänar 15 000 kr i månaden innebär 16 procents löneskillnad 2 400 kr. I beaktande av den relativt sammanpressade lönestrukturen i Sverige 1991 innebär detta en avsevärd skillnad i arbetsinkomst.

6 Variabeltransformationen har gjorts genom att multiplicera procent kvinnor i yrket med 0,9. Exponenten av detta värde multiplicerat med 100 ger den procentuella skillnaden mellan yrken med 90 % och 10 % kvinnor.7 e0,147 = 1,158 och e0,125 = 1,133

68 I modell B konstanthåller vi – vid sidan av de variabler som ingick i modell A – för de sex variabler som är relaterade till familjesituationen. Jämförelse av koefficienterna för PK mellan modell A och B visar relevansen av hypotes 1b. Vi ser dock att koefficienten endast minskar mycket marginellt. Modell C, där även de variabler som fångar upp arbetstidens längd, förläggning och flexibilitet ingår, medför att lönekoefficienten för PK inte är svagare än i modell A. Varken skillnader i familjesituation eller skillnader i arbetstidens längd och förläggning tycks alltså vara av betydelse för att förklara löneskillnaderna mellan anställda i mans- och kvinnodominerade yrken. I modell D ingår även andra mått på arbetsvillkoren som bör vara relevanta enligt teorin om kompenserande löneskillnader. Om koefficienten för PK minskar starkt i modellerna C och D är detta ett stöd för hypotes 3b. Inte heller dessa faktorer påverkar dock löneeffekten av PK speciellt mycket. För kvinnor ökar, snarare än minskar koefficienten. Då vi i modell D tar hänsyn till skillnader mellan kvinno- och mansdominerade yrken i fråga konventionella humankapitalindikatorer, variabler som är relaterade till ansvar för familj och hushåll, för arbetstidens längd och förläggning samt för andra mått på arbetets villkor, är ändå löneskillnaden mellan anställda i mans- och kvinnodominerade yrken omkring 17 procent för kvinnor och 14 procent för män. Följaktligen förkastas hypoteserna 1b och 3b. Modell E inkluderar indikatorer på arbetets krav på kvalifikationer och arbetsledaransvar samt på möjligheter till upplärning i arbetet. Som vi sett från tabell 2.1 är vissa av dessa mått relaterade till yrkessegregeringen. Det är därför inte förvånande att löneeffekten av PK minskar jämfört med i modell D. För män är minskningen så mycket som omkring en fjärdedel och för kvinnor cirka en sjättedel. Liksom Mcpherson och Hirsch (1995) fann för anställda i USA, är faktorer som är relaterade till arbetets kompetenskrav av relevans för att förstå sambandet mellan yrkets könssammansättning och löneskillnader. Det bör dock samtidigt observeras att den kvarstående nettoeffekten av PK på lön i modell E är stark och klart statistiskt säkerställd.8Då vi slutligen i modell F även konstanthåller för fem yrkesbaserade klasser och elva branschgrupper minskar inte oväntat löneeffekten av yrkets könssammansättning ytterligare. Förklaringen är förstås, som framgått av tabell 2.1, att anställda i kvinnodominerade yrken

8 Koefficienterna i modell B innebär att lönerna för kvinnor ligger omkring 15 procent högre i mansdominerade yrken (med 90 procent män) än i kvinnodominerade yrken (90 procent kvnnor), medan motsvarande skillnad för män är omkring 12 procent.

oftare är tjänstemän eller arbetare på låg nivå samt tenderar att vara verksamma inom andra näringsgrenar än anställda inom mansdominerade yrken. Hypotes 4, att arbeten inom mansyrken fordrar mer kompetens motsägs inte som en delförklaring till sambandet mellan yrkets könssammansättning och lönenivå.

Tabell 2.2 Regressionskoefficienter för procent kvinnor i yrket

a)

med

olika kontrollvariabler. Beroende variabel är log(timlön).

Lönemodeller

Kvinnor

Män

A) Humankapitalmodell

–0,1465 (8,8) –0,1246 (5,8)

B) A + Familjerelaterade variabler

–0,1438 (8,6) –0,1182 (5,6)

C) B + Arbetstidsrelaterade variabler

–0,1498 (9,1) –0,1230 (5,9)

D) C + Övriga arbetsvillkor

–0,1582 (9,4) –0,1350 (6,3)

E) D + Krav på kvalifikation och ansvar m.m. –0,1330 (8,1) –0,0986 (5,0) F) E + Yrkesklass och näringsgren –0,0899 (4,8) –0,0604 (2,9)

N

1437

1473

Absoluta t-värden visas inom parentes. O.L.S. Regression. Data är Levnadsnivåundersökningen 1991. Se Tabell 1 och bilaga 2 angående förklaring på de olika modellspecifikationerna.

a) Koefficienterna mäter den skattade löneskillnaden i logaritmiska enheter mellan 90% och 10 % kvinnor i respondentens yrke.

Grovt sett 40 procent för kvinnor och 50 procent för män av den löneeffekt av yrkessegregering som framkommer i modell A kan förklaras med de kontrollvariabler som ingår i modell F. Det är dock

inte de variabler som fångar upp anställdas ansvar för hem och

hushåll, eller arbetstidernas längd, förläggning och flexibilitet som delvis förklarar yrkessegmenteringens effekter på lön. De variabler som har ett förklaringsvärde är i stället indikatorer på den anställdes position inom den hierarkiska ordningen i arbetslivet (klass, arbetskvalifikation och antal underställda i arbetet) samt den horisontella arbetsdelningen (vilken näringsgren ger uttryck för såsom en indikatorer på ägandeförhållanden, produktionstyp, teknologi samt marknadsförhållanden).

Som nämnts kan vi genom dessa resultat inte avgöra huruvida skillnader efter position och bransch är uttryck för fördelningsmässig diskriminering eller för skillnader i icke mätbar produktivitet mellan yrkesinnehavarna. Resultatet kan alltså förklaras antingen med att kvinnor utestängs från yrken med kvalificerade arbetsuppgifter och stora möjligheter till upplärning eller, i enlighet med konventionell neoklassisk teori, med att kvinnors ansvar för familjen medför att de väljer yrken med mindre kvalifikationskrav och mindre upplärning.

För både kvinnor och män kvarstår dock i modell F en klar och statistiskt säkerställd nettoeffekt av PK på lön. Denna löneeffekt kan

70 tolkas som en konservativ och nedre gräns för den värderingsmässiga diskrimineringen på den svenska arbetsmarknaden. För kvinnor skattas denna till omkring 9 procent och för män till 6 procent. Om de kontrollvariabler som fångar upp klassposition och bransch exkluderas, blir den värderingsmässiga diskrimineringens betydelse för lönen mycket större – 14 procent för kvinnor och 10 procent för män. Oavsett vilken av dessa skattningar vi väljer, är resultaten för Sverige annorlunda än de för USA där löneeffekten av yrkessegregering är starkare för män än för kvinnor (Killingsworth, 1990).

Interaktionseffekter

Tabell 2.3 visar resultaten från modeller som inför multiplikativa interaktionstermer mellan PK och utbildningsår (modell A); PK och erfarenhet, PK och erfarenhet i kvadrat (modell B); PK och krav på intern upplärning i arbetet (modell C). Dessa interaktionsmodeller avser att studera om de löneökningar som följer med högre utbildning, mer erfarenhet respektive mer intern upplärning skiljer sig åt mellan mans- och kvinnodominerade yrken (se resonemangen i samband med formuleringen av hypoteserna 5 och 7 i avsnitt 2.2 samt bilaga 2).

Tabell 2.3 Interaktionseffekter mellan procent kvinnor i yrket och

humankapital indikatorer. Beroende variabel är ln (timlön).

Modell A Modell B Modell C

Oberoende variabler:

Kvinnor Män Kvinnor Män Kvinnor Män

PK (% kvinnor i yrket) se not a)

,0855 (1,3)

,1221 (1,4)

–,0995*

(2,3)

–,1189*

(2,4)

–,0834*

(4,0)

–,1304*

(4,4)

Utbildningsår

,0450* (8,4)

,0466* (13,2)

,0281* (13,9)

,0340* (16,6)

,0278* (13,8)

,0395* (16,4)

Arbetskraftserfarenhet (år)

,0155* (9,7)

,0185* (9,9)

,0226* (4,4)

,0176* (6,6)

,0156* (9,8)

,0180* (9,6)

(Erfarenhet)2/100

–,0259*

(6,8)

–,0252*

(6,3)

–,0480*

(3,9)

–,0252*

(4,4)

–,0260*

(6,9)

–,0244*

(6,1)

Interna upplärningskrav (månader) ,0033* (6,6)

,0052* (11,0)

,0034* (2,7)

,0052* (11,0)

,0082* (5,9)

,0042* (6,6)

Anställningsår

,0020* (2,8)

,0015 (1,9)

,0020* (2,7)

,0015 (1,8)

,0020* (2,8)

,0014 (1,8)

PK * Utbildningsår

–,0188*

(3,4)

–,0172*

(2,5)

PK * Erfarenhet

–,0074

(1,4)

,0016 (0,3)

(PK * Erfarenhet2)/100

,0234 (1,9)

,0015 (0,1)

PK * upplärningskrav

–,0054*

(3,7)

,0033* (2,3)

N

1447 1493 1447 1493 1447 1493

Absoluta t-värden inom parentes. a) Koefficienterna mäter skattade skillnader i logaritmiska enheter mellan 90% och 10 % kvinnor i respondentens yrke. * ) p ² 0,05

Figurerna 2.1a–2.1c som konstruerats på basis av koefficienterna i tabell 2.3 illustrerar de totala interaktionseffekterna i dessa tre modeller, separat för kvinnor och män.9

Resultaten visar för det första att den ekonomiska avkastningen på utbildningslängd är lägre i kvinnodominerade yrken. För det andra finns inga statistiskt säkerställda interaktionseffekter mellan erfarenhet och PK med avseende på lön. Begynnelselönerna är emellertid högre för anställda i mansdominerade yrken. För det tredje är löneläget högre inom mansdominerade än inom kvinnodominerade yrken både i arbeten med små och med stora krav på intern upplärning i arbetet.

Slutsatsen av tabell 2.3 och figurerna 2.1a–2.1c är att hypotes 5 – som säger att begynnelselönerna är högre men löneökningarna lägre inom kvinnodominerade yrken – förkastas, medan hypotes 7 erhåller

9 Löneskillnaderna på den vertikala axeln i figurerna är summan av b

1

PK+b

2

X+b

3

(PK*X), där PK antar värdena 10 och 90, X är värdet på utbildningsår,

erfarenhet + erfarenhet2, respektive krav på intern upplärning, och b

i

är skattade

koefficienter enligt tabell 2.3.

72 stöd. Även sett utifrån perspektivet av ett helt yrkesliv, är det alltså förknippat med en ekonomisk nackdel att arbeta inom kvinnodominerade yrken.

Figur 2.1 Löneeffekter av humankapitalindikatorer, betingade av yrkets könssammansättning – beräknat på basis av tabell 2.3 (se fotnot 9)

a) Löneeffekter av utbildningslängd

0 0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6

7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18

Utbildningsår

Kvinnor PK=10% Kvinnor PK=90% Män PK=10% Män PK=80%

b) Löneeffekter av interna upplärningskrav

0

0,05

0,1 0,15

0,2 0,25

0,3 0,35

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9

10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

Månader upplärning

Kvinnor PK=10% Kvinnor PK=80% Män PK=20% Män PK=80%

c) Löneeffekter av erfarenhet

0 0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9

10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25

Förvärvsarbetsår

Kvinnor PK=10% Kvinnor PK=90% Män PK=10% Män PK=90%

Dekomponering av lönegapet mellan könen

Föregående avsnitt syftade till att utröna vad yrkets könssammansättning betyder för anställdas löner. I detta avsnitt är frågan i stället hur mycket av de totala löneskillnaderna mellan kvinnor och män som kan förklaras med yrkessegregering. Den mer policyinriktade

74 frågeställningen är med andra ord om kvinnors ekonomiska underläge på arbetsmarknaden bäst kan åtgärdas genom inriktning på den värderingsmässiga diskrimineringen – varför kvinnors yrken är underbetalda – eller om man hellre bör fokusera på andra frågor, såsom kvinnors utestängning från mansdominerade yrken?

Tabell 2.4 visar resultatet av en uppdelning av den totala genomsnittliga löneskillnaden mellan kvinnor och män enligt den metod som beskrivs i bilaga 2. Tabellen baseras på de regressionsanalyser som redovisats i tabell 2.2. I kolumnen längst till höger redovisas den procentandel av den totala löneskillnaden på –0,196 som de olika modellerna på respektive rad förklarar. Procentsiffrorna inom parentes anger förklaringsvärdet då PK inte ingår i respektive modell. Syftet med detta är att jämföra modellernas förklaringsvärde om PK ingår eller inte.

Tabell 2.4 Dekomponering av lönegapet mellan kvinnor och män (1991) (Modeller där procent kvinnor i yrket är exkluderad som pr ediktor visas inom parentes)

Del av lönegapet

oförklarat förklarat % förklarat

(logaritmiska enheter)

Lönegapet brutto

–0,196

0

0 %

Standardisering för:

Yrkets könssammansättning –0,128

0,068

35 %

A. + Humankapitalvariabler –0,089 (–0,173) 0,106 (0,023) 54 % (12 %)

B. + Familjerelaterade variabler –0,076 (–0,155) 0,119 (0,041) 61 % (21 %)

C. + Arbetstidsrelaterade variabler –0,063 (–0,139) 0,133 (0,056) 68 % (29 %)

D. + Övriga arbetsvillkor –0,062 (–0,137) 0,134 (0,059) 69 % (30 %)

E. + Kvalifikation, ansvar m.m. –0,054 (–0,110) 0,142 (0,085) 72 % (44 %)

F. + Yrkesklass och näringsgren –0,062 (–0,088) 0,134 (0,108) 69 % (55 %)

Se Tabell 2.2 och bilagan angående en förklaring av modellspecifikationerna. ”Lönegapet” mäts som skillnad mellan (logaritmerad) genomsnittslön för kvinnor och män. Den oförklarade delen av lönegapet är den genomsnittliga skillnaden i (log) lön för kvinnor och män, standardiserat för könsskillnader i genomsnittsvärde på de oberoende variablerna. Den förklarade delen av lönegapet är de logaritmiska enheter som går att hänföra till könsskillnader i genomsnittsvärde på de oberoende variablerna. ”% förklarat” är procent förklarad andel av lönegapet brutto.

Tabellen kan sammanfattas på följande sätt: Då PK utgör den enda prediktorn till lön förklaras så mycket som 35 procent av könslönegapet. I modell F, då samtliga kontrollvariabler ingår, är 69 procent av den totala löneskillnaden förklarad, men om vi tar bort PK i från denna modell är endast 55 procent av könslönegapet förklarat. Efter

det att alla dessa kontrollvariabler införts (modell F), kvarstår en oförklarad löneeffekt på –0,062, dvs. en genomsnittlig löneskillnad på omkring 6 procent. Om PK inte inkluderas i denna modell kvarstår en löneskillnad på omkring 9 procent. En tolkning av dessa resultat är att om vi gör tankeexperimentet att det inte förekom någon yrkessegregering mellan könen på den svenska arbetsmarknaden, så skulle den genomsnittliga löneskillnaden mellan män och kvinnor sjunka från omkring 20 procent till 13 procent. Om vi därefter frågar oss vad som skulle hända om kvinnor och män fördelade sig lika också på alla övriga faktorer i arbetet samt i familjelivet som vi här mäter, så blir slutsatsen, enligt denna analys, att män då i genomsnitt endast skulle tjäna omkring 6 procent mer än kvinnor.

Slutsatsen är att yrkets könssammansättning har stor betydelse för att förstå hur löneskillnader mellan kvinnor och män uppstår i arbetslivet. Om vi accepterar argumentet att yrke är en grov och ateoretisk uppdelning och att idealt sett segregering mellan jobb eller befattningar är den mer relevanta uppdelningen för att mäta segregering, följer att PK underskattar betydelsen av den könsuppdelade arbetsmarknaden (England, 1992; Tomaskovic-Devey, 1995). Våra resultat bör därför tolkas som en lägsta möjliga nivå för de löneskillnader som könssegregeringen på arbetsmarknaden leder till.

Panelanalyser

Resultaten från tvärsnittsanalyserna tyder på en avsevärd värderingsmässig diskriminering på den svenska arbetsmarknaden. Syftet här är att undersöka relevansen av hypotes 2 – att sambandet mellan PK och lön beror på inverkan av icke observerade, tidsstabila faktorer.

Urvalet i dessa panelanalyser är de individer i LNU som var anställda både 1981 och 1991. Dessa personer var 1991 mellan 28 och 65 år gamla, dvs. den yngsta gruppen av anställda finns inte med i dessa analyser. Eftersom urvalet skiljer sig från det tidigare använda, redovisas först resultaten för tvärsnittsskattningar 1991 enligt modell A i tabell 2.5. Modell B är en ”obetingad” förändringsmodell (unconditional change model) enligt ekvation 10 i bilaga 2, medan modell C är en ”betingad” (conditional) förändringsmodell där (ln) lön för 1981 ingår som prediktor (ekvation 12 i bilaga 2).

De skattningar som redovisas i tabell 2.5 är koefficienten för PK med avseende på (ln) lön år 1991. 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 humankapitalvariablerna, även civilstånd, antal barn, hushållsarbete, antal

76 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 28–65 år 1991

a)

Standardmodeller

b)

Utökade modeller

c)

Kvinnor Män Kvinnor Män

A) Tvärsnitt 1991

–0,1395 –0,0982 –0,0670 –0,0790

(6,4) (3,4) (2,7) (2,8)

B) Obetingade förändringsmodeller

d)

–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) (3,9) (2,1)

N

904 1025 866 946

Regressionskoefficienter med absoluta t-värden i parentes.

a) Urvalet är begränsat till anställda som var 18–55 år gamla 1981 och 28–-65 år 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 mellan 1981 och 1991 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

nästan identiska. Om anställda i yrken med 90 procent kvinnor jämförs med de som arbetar i yrken med 10 procent kvinnor, varierar löneskillnaden mellan 10 och 12 procent för kvinnor och mellan 6 och 8 procent 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 kvinnodominerade 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 yrkessammansättningens 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 löneskillnaderna 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 0,29 år 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 över tid varaktiga preferenser eller lägre icke-observerad produktivitet.

2.5. Sammanfattande diskussion

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 könssammansättning 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 arbetsdelning mellan könen inom familjen och därför tenderar kvinnor och

78 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 periodvis 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 arbetskraftsavbrott, 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 visar 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, fördelning 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 Sverige. 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 näringsgren. 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, arbetsledaransvar, 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.

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 med 90 procent män erhåller åtminstone 9 procent mer lön per timma än kvinnor i yrken med 90 procent kvinnor, medan motsvarande skillnad för män är 6 procent. Om vi undantar betydelsen av social klass och näringsgren för yrkessegregeringen, vilket enligt min mening är rimligt att göra, blir dessa löneskillnader 14 procent för kvinnor och 10 procent för män. Resultat som presenterats av Tomaskovic-Devey (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 yrkessegregering. En s.k. lönedekomponering visar att omkring 35 procent 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 omkring 20 procent till ca 13 procent. Efter konstanthållning för de kontrollvariabler som fångar upp könsskillnader i fråga om humankapital, familjesituation, arbetstider, arbetsmiljö, arbetskrav samt yrkesklass och bransch, kvarstod en oförklarad löneskillnad på omkring 9 procent 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 förekommer 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, följande: 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

80 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 USA, se dock Mcpherson och Hirsch 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.

Litteratur

Acker J. (1990) ”Hierarchies, Jobs, Bodies. A Theory of Gendered Organizations”.

Gender & Society, Vol. 4 No. 2.

Becker G. (1985) ”Human Capital, Effort and the Sexual Division of Labor”, Journal

of Labor Economics, Vol.3, s. 33–58.

Baron J. N. & Newman A. E. (1990) ”For What It’s Worth: Organizations,

Occupations, and the Value of Work Done by Women and Nonwhites.” Ameri-

can Sociological Review, Vol.55, s. 155–175

Bergmann B. (1974) ”Occupational Segregation, Wages and Profits when Employers

Discriminate by Race or Sex”. Eastern Economic Journal, Vol.1, s. 103–110.

Bielby & Baron (1986) ”Men and Women at Work: Sex Segregation and Statistical

Discrimination”. American Journal of Sociology, Vol. 91, s. 759–797.

Björklund A. & Regnér H. (1993) ”Humankapital-teorin och utbildning på

arbetsplatserna”i Sveriges arbetsplatser – Organisation, personalutveckling,

styrning, le Grand C., Szulkin R. & Tåhlin M. (red.), Stockholm: SNS.

Blau F.D. (1993) ”Gender and Economic Outcomes: The Role of Wage Structure”,

Labour, Vol.7, s. 73–92.

Blau F.D. & Kahn M. (1992) ”The Gender Earnings Gap: Learning from Internatio-

nal Comparisons.” American Economic Review, Vol.82, s. 533–538.

Blomqvist M. (1997) ”Organisationer för kvinnor” i Ledning för alla, Sandberg Å.

(red.) 3:e omarbetade upplagan. Stockholm: SNS.

Bowles S. (1985) ”The Production Process in a Competitive Economy: Walrasian,

Neo-Hobbesian, and Marxian Models.” American Economic Review, Vol. 75, No. 1.

Browne M. N. (1987) ”The Metaphorical Constraints to Pay Equity: Why So Many

Economists are Outraged by Comparable Worth.” Population Research and

Policy Review, Vol. 6, s. 29–46.

Charles M. (1992) ”Cross-National Variation in Occupational Sex Segregation”.

American Sociological Review, Vol.57, s. 483–502.

Costabile L. (1995) ”Institutions, Social Custom and Efficiency Wage Models:

Alternative Approaches.” Cambridge Journal of Economics, Vol. 19, s. 605– 623.

Corcoran M., Duncan G. J., Ponza M. (1984) ”Work Experience, Job Segregation,

and Wages” i Sex Segregation in the Workplace, B.F. Reskin (red.). Washington, DC: National Academy Press.

Edin P.-A. & Nynabb J. (1992) ”Gender wage Differentials and Interrupted Work

Careers: Swedish Evidence”, Working Paper 1992:17, Department of Econo-

mics, Uppsala University.

England P. (1982) ”The Failure of Human Capital Theory to Explain Occupational

Sex Segregation.” The Journal of Human Resources, Vol. 17, s. 358–387.

England P. (1984) ”Wage Appreciation and Depreciation: A Test of Neoclassical

Economic Explanations of Occupational Sex Segregation.” Social Forces, Vol. 62, s. 726–749.

England P. (1992) Comparable Worth: Theories and Evidence. New York: Aldine

De Gruyter.

England P. & Farkas G. (1986) Households, Employment, and Gender: A Social,

Economic and Demographic View. New York: Aldine De Gruyter.

England P., Farkas G., Stanek Kilbourne B. & Dou T. (1988) ”Explaining

Occupational Sex Segregation and Wages: Findings from a Model with Fixed Effects”, American Sociological Review, Vol. 53, s. 544–558.

Finkel S. E. (1995) Causal Analysis with Panel Data. London: Sage Publications.

Fritzell J. & Lundberg O. (1994) Vardagens villkor. Levnadsförhållanden i Sverige

under tre decennier. Stockholm: Brombergs.

Glass J. (1990) ”The Impact of Occupational Segregation on Working Conditions”,

Social Forces, Vol. 68, s. 779–796.

Hoem J., Stafford. F. & Sundström M. (1990) ”Parental Leave Policy and Women’s

Careers in Sweden.” Working Paper. Stockholm: Arbetslivscentrum.

Hultin M. (1996) ”Gender differences in authority attainment”, Working Paper,

Stockholm: Swedish institute for social research.

Jacobs J. A. & Steinberg R.J. (1995) ”Further Evidence on Compensating

Differentials and the Gender Gap in Wages”, i Gender Inequality at Work, Jacobs J.A. (red.) London: Sage Publications.

Jacobs J.A. & Lim S.T. (1995) ”Trends in Occupational and Industrial Sex

Segregation in 56 Countries, 1960–1980” i Gender Inequality at Work, Jacobs J.A. (red.) London: Sage Publications.

Jonung C. (1984) ”Patterns of Occupational Segregation by Sex in the Labor Market”

i Sex Discrimination and Equal Opportunity , Schmid G. och Weitzel R. (red.) Hampshire, England: Gower.

Jonung C. (1995) Economic Theories of Occupational Segregation by Sex –

Implications for Change over Time. Paper to the 15th Arne Ryde Symposium

on the Economics of Gender and the Family, arranged by Lund University.

Kanter R. M. (1979) Men and Women of the Corporation. New York: Basic Books.

Killingsworth M. R. (1990) The Economics of Comparable Worth. Kalamazoo, MI:

Upjohn Institute for Employment Research.

le Grand C. (1991) ”Explaining the Male-Female Wage Gap: Job Segregation and

Solidarity Wage Bargaining in Sweden.” Acta Sociologica Vol. 34, s. 261–278.

le Grand C. (1994) ”Löneskillnaderna i Sverige: Förändring and nuvarande struktur”,

i Vardagens villkor. Levnadsförhållanden i Sverige under tre decennier , Fritzell J. & Lundberg O. (red.) Stockholm: Bromberg.

Mcpherson D. A. & Hirsch B. T. (1995) ”Wages and Gender Composition: Why Do

Women’s Jobs Pay Less?”Journal of Labor Economics, Vol.13, s. 426–471.

Oaxaca R. L. & Ransif M. R. (1994) ”On Discrimination and the Decomposition of

Wage Differentials.” Journal of Econometrics, Vol. 61, s. 5–21.

Parkin F. (1979) Marxism and Class Theory: A Bourgeois Critique. New York:

Columbia University Press.

Petersen T., Becken L.-E. & Snartland V. (1994) ”Lønnsforskjeller mellom kvinnor

og menn i privat sektor”, Tidskrift for Samfunnsforskning, No. 2, s. 155–189.

Petersen T. & Morgan L. A. (1995) ”Separate and Unequal: Occupation-

Establishment Sex Segregation and the Gender Wage Gap.” American Journal

of Sociology, Vol. 101, s 329–365.

Pfeffer J. & Davis-Blake A. (1987) ”The Effect of the Proportion of Women on

Salaries: The Case of College Administrators”. Administrative Science Quar-

terly, Vol.32, s. 1–24.

Plewis I. (1985) Analysing Change: Measurement and Exploration Using

Longitudinal Data. Chichester, UK: John Wiley.

Polachek S. W. (1987) ”Occupational Segregation and the Gender Wage Gap”.

Population Research and Policy Review, Vol. 6, s. 47–67.

Reskin B. (1993) ”Sex Segregation in the Workplace”, Annual Review of Sociology,

Vol. 19, s. 241–270.

Rosenfeld R.A. & Kalleberg A.L. (1990) ”A Cross-national Comparison of the

Gender Gap in Income”. American Journal of Sociology, Vol. 96, s. 69–106.

Rubery J. & Fagan C. (1994) ”Wage Determination and Sex Segregation in

Employment in the European Community. Network of Experts on the Situation of Women in the Labour Market.” Social Europe, Supplement 4, 1994. Luxemburg: Office for Official Publication of the European Communities.

SCB (Statistiska centralbyrån) (1991) Folk- och Bostadsräkningen 1990 . Stockholm:

Statistiska centralbyrån.

Solow R.M. (1990) The Labor Market as a Social Institution , [The Royer Lectures,

University of California at Berkely], Oxford: Basil Blackwell.

Sorensen E. (1990) ”The Crowding Hypothesis and Comparable Worth Issue: A

Survey and New Results.” Journal of Human Resources, Vol. 25, s. 55–89.

Treiman D. & Hartmann H. (1981) Women, Work, and Wages: Equal Pay for Jobs of

Equal Value. Washington, DC: National Academy Press.

Tomascovic-Devey D. (1993) ”Labor Process Inequality and the Gender and Race

Composition of Jobs.” Research in Social Stratification and Mobility , Vol. 12, s. 215–247.

Tomascovic-Devey D. (1995) ”Sex Composition and Gendered Earnings Inequality –

A Comparison of Job and Occupational Models” i J.A. Jacobs (red.) Gender

Inequality at Work, London: Sage Publ.

Weber M. (1922/1983–1987) Ekonomi and samhälle. Lund: Argos.

Wright E.O., Baxter J. & Birkelund G.E. (1995) ”The Gender Gap in Workplace

Authority: A Cross-National Study.” American Sociological Review, Vol. 60, s. 407–435.

Zellner H. (1975) ”The Determinants of Occupational Segregation” i C. B. Lloyd

m.fl. (red.) Women in the Labor Market. New York: Columbia University Press.

Bilaga 1: Variabeldefinitioner

Lön

(Logaritmen av) lön per timme före skatt. Eftersom de flesta anställda inte erhåller timlön, har andra slags löneformer – såsom lön per månad, vecka och per dag, bonus, ackord, övertidsersättning och obekväm arbetstid – omräknats till lön per timme.

% Kvinnor i yrket

Procent kvinnor i respondentens yrke baserat på uppgifter om könsfördelning av yrke på 3-siffernivå från Folk- och bostadsräkningen 1990 och 1980

Utbildningsår

Antal år i skolutbildning. De som har mindre än 6 års utbildning har kodats = 6 år. De med mer än 18 år har kodats = 18 år.

Förvärvserfaren het

Antal år i arbetskraften. En kvadratterm av erfarenhet har också använts i analyserna för att ta hänsyn till kurvlineära effekter.

Anställningsår

Antal anställningsår hos nuvarande arbetsgivare.

Gift eller sambo

1 = Gift eller sammanboende. 0 = Övriga.

Förskolebarn

1 = Har hemmavarande barn 0–6 år gamla. 0 = Övriga.

Barn 7–12 år

1 = Har hemmavarande barn 7–12 år gamla. 0 = Övriga.

Tonårsbarn

1 = Har hemmavarande barn 13–19 år gamla. 0 = Övriga.

Antal barn

Antal hemmavarande barn under 20 år.

Hushållsarbete

Antal timmar hushållsarbete per vecka (matlagning, diskning, tvätt, klädvård, städning och handlande).

Obekväm arbetstid

Antal timmar förra veckan med arbete tidig morgon, kvällar och nätter.

Restid

Total restid till och från arbetet förra veckan.

Flexibel arbetstid

1 = 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?” 0 = Övriga.

Noga med tiderna

1 = svar ”ja” på frågan ”Är det noga med tiderna på din arbetsplats?” 0 = Övriga.

Privatärende

1 = 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.

Övertid

Antal timmar övertidsarbete förra veckan.

Veckoslutsarbete

Antal arbetstimmar förra veckan på lördag och söndag.

Ordinarie arbetstid

Antal arbetstimmar per vecka ordinarie arbetstid.

Skiftarbete

1 = arbetar huvudsakligen ej dagtid, dvs. arbetar kvällsnatt- eller morgontid och/eller har skiftarbete. 0 = Övriga.

Deltidsarbete

1 = anställd på deltid. 0 = Övriga.

Ackord

1 = Någon del av lönen baseras på ackord. 0 = Övriga.

Fysiska arbetsmiljöprobl em

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 60 kilo för att klara av arbetet, (f) tvingas till krokiga eller vridna arbetsställningar, (g) blir dagligen svettig av kroppsansträngning.

Autonomi i arbetet

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?

Jäktigt arbete

1 = ”ja” på frågan ”Är ditt arbete jäktigt?”

Utarmande arbete

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.

Rutinarbete

Ett additativt index som mäter enformigt arbete samt om respondenten själv inte kan bestämma sin arbetstakt.

Antal underställda

(Logaritmen av) antal personer (+1) underställda i arbetet (se not 4).

Utbildningskrav för arbetet

Antal års skol- eller yrkesutbildning utöver folk- eller grundskolan som behövs i respondentens befattning.

Interna upplärningskrav för arbetet

Antal månader upplärning som fordras för att lära sig respondentens arbete, utöver den kompetens som fordras för få arbetet.

Internutbildning

Utbildning på betald arbetstid. Antal dagar sammanlagt under det senaste året.

Yrkesklass

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.

Näringsgren

På basis av Svensk näringsgrensindelning (SNI) görs en uppdelning i följande elva branschgrupper: Verkstadsindustri; 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

Tvärsnittsanalyser

Lönemodeller av följande typ skattas separat för kvinnor och män:

W

i

=b

j

X

ij

+

θ

PK

i

+ u

i

(1)

där W

i

är den naturliga 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.

β och θ är regressions-

koefficienter som skall skattas. Syftet är att utröna om och hur

θ

förändras då grupper av kontrollvariabler successivt införs i modellen, enligt den variabelgruppering som beskrivits i avsnitt 2.3.

Hypoteserna 5 och 7 testas genom att till en modell med humankapitalindikatorer införa multiplikativa termer som mäter interaktionseffekter (i) mellan PK och utbildning, (ii) mellan PK och erfarenhet och (iii) mellan PK och upplärning i arbetet:

W

i

=

β

j

Z

ij

+

ρ

1

SCH +

θ

PK

i

+

ω

1

(SCH*PK) + u

i

,

(2)

W

i

=

β

j

Z

ij

+

ρ

1

EXP +

ρ

2

EXP2 +

θ

PK

i

+

ω

1

(EXP*PK) +

+

ω

2

(EXP2*PK) + u

i

,

(3)

86 och

W

i

=

β

j

Z

ij

+

ρ

1

UPPL +

θ

PK

i

+

ω

1

(UPPL*PK) + u

i

,

(4)

där Z är andra humankapitalvariabler, SCH är antal utbildningsår, EXP förvärvsarbetsår, EXP2 förvärvsarbetsår i kvadrat och UPPL är antal månader av intern upplärning som fordras för att klara arbetet. Observera att

θ i ekvation (3) mäter löneskillnader efter andel kvinnor

i yrket då erfarenhet är noll, dvs. skillnad i startlönen mellan kvinnooch mansdominerade yrken.

Enligt hypotes 7 förväntas

ω

1

vara negativ i alla tre modellerna,

ω

2

(i ekvation 3) vara positiv och

θ vara negativ eller noll i alla tre

modellerna. Även enligt hypotes 5 förväntas

ω

1

och

ω

2

i ekvationerna

(3) och (4) vara negativ respektive positiv. Men i motsats till hypotes 7 förväntas

θ vara positiv i ekvation (3), dvs. startlönerna vara högre

ju fler kvinnor det finns i yrket. Dessutom kommer enligt hypotes 5

ω

1

att vara noll i ekvation (2).

Dekomponeringsmetod

Denna dekomponering har utförts på basis av resultaten för löneregressionerna ovan. Jag använder samma metod för att dela upp den totala genomsnittliga löneskillnaden mellan kvinnor och män som Mcpherson och Hirsch (1995) använder (se Oaxaca och Ransif, 1994, för en alternativ dekomponeringsmetod):

___ ___ __ __

W

m

– Wk = [

∑ (p

m

β

m

+ p

k

β

k

)(X

m

– X

k

)] (5)

____ ____

+[(p

m

θ

m

+ p

k

θ

k

)(PK

m

– PK

k

)]

__ __

+ [

∑ ( β

m –

β

k

)(p

k

X

m

+ p

m

X

k

)

____ ____

+ (

θ

m –

θ

k

)(p

k

PK

m

+ p

m

PK

k

)]

___

där index k och m står för kvinnor respektive män. W är medelvärdet

__

för den naturliga logaritmen av timlön. X består av intercept och

____

genomsnittsvärden på kontrollvariablerna; PK är genomsnittet för andelen kvinnor i yrket.

β och θ 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 lönestrukturen. 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

av lönegapet som beror på skillnader i kvinnors och mäns koefficienter 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.

Paneldataanalyser

Antag att den sanna modellen ser ut på följande sätt:

W

t

=

β

t

X

t

+

θ

t

PK

t

+

φ

t

V

t

+

ε

(6)

där W

t

är den naturliga logaritmen av timlön för individ i vid tidpunkt

t, PK och X definieras som tidigare. V är en eller flera icke observerade variabler (t.ex. icke mätbar produktivitet och/eller preferenser för vissa typer av arbeten) och

ε är ett slumpmässigt fel med

medelvärde noll och konstant varians, enligt standardförutsättningarna för OLS-regression. Regressionskoefficienterna betecknas med

β,

θ och φ .

Enligt hypotes 2 är V och PK korrelerade, så att anställda i kvinnodominerade yrken i genomsnitt har lägre icke-observerad produktivitet och/eller starkare preferenser för arbeten inom kvinnoyrken även om lönen är lägre där. Om V är korrelerad med PK kommer parameterestimatet

θ

t

att felaktigt överskattas i en tvärsnittsregression.

Om vi emellertid har observationer för samma individer vid två tillfällen t = 1 och t = 2 enligt:

W

i1

=

β

1

X

i1

+

θ

1

PK

i1

+

φ

1

V

i1

+

ε

(7)

W

i2

=

β

2

X

i2

+

θ

2

PK

i2

+

φ

2

V

i2

+

ε

(8)

blir resultatet, då ekvation (8) subtraheras från ekvation (7):

W =

β

2

X +

∆β

X

1

+

θ

2

PK +

∆θ

PK

1

+

φ

2

V +

∆φ

V

1

+

∆ε

(9)

där

∆ W står för W

2

– W

1

, o.s.v.

Om vi kan anta att

∆ V = 0 och att ∆φ = 0, dvs. att de individspeci-

fika felen är oförändrade över tid och att effekten av dessa fel inte heller har förändrats mellan tidpunkt 1 och 2, kommer effekten av de icke observerade variablerna att försvinna och

β och θ kan skattas på

ett ”sannare” sätt:

W =

β

2

X +

∆β

X

1

+

θ

2

PK +

∆θ

PK

1

+

∆ε

(10)

Observera att koefficienten för

∆ X och ∆ PK skattar effekten av X

respektive PK vid tidpunkt 2, medan koefficienten för X

1

skattar

β

2

-

β

1

och koefficienten för PK

1

ger en skattning för

θ

2 –

θ

1

. Ibland görs dessutom det ytterligare antagandet att regressionskoefficienterna, inte förändras över tid. Modellen blir då en ren förändringsekvation:

W =

β∆

X +

θ∆

PK +

∆ε

.

(11)

88 Om förändringen gäller korta tidsperioder kan detta antagande vara rimligt att göra. I föreliggande analyser skattas emellertid förändringen mellan 1981 och 1991, dvs. under en tioårsperiod. Det är då orealistiskt att utan vidare anta att koefficienterna är stabila.10 Modell (10) är därför att föredra i detta fall. Vi gör här alltså antagandet att V och

φ är konstanta under denna tioårsperiod, men inte att β och θ är

det.

Modell (10) innebär emellertid också antagandet att W

1

inte

påverkar

∆ W. Detta är ett mycket starkt antagande som är felaktigt

om lönen vid en tidpunkt är resultatet av en process under en längre tid, vilket begrepp såsom karriär och långsiktiga beslut om investering i humankapital implicerar.

Om premissen att initialvärdena för de oberoende variablerna inte påverkar förändringen i den beroende variabeln är felaktig, kommer effekten av X och PK på

∆ W att underskattas i ekvation 10. I detta

fall föreslår Plewis (1985) och Finkel (1995) en s.k. betingad förändringsmodell, dvs. att W

1

– initialvärdet på W – inkluderas som

regressor i modellen:

W =

α

1

W

1

+

β

2

X +

∆β

X

1

+

θ

2

PK +

∆θ

PK

1

+

∆ε

. (12)

Problemet med ekvation (12) är emellertid att vi då åter inför V i modellen, eftersom W

1

är likvärdigt med

β

1

X

1

+

θ

1

PK

1

+

φ

1

V

1

+

ε

1

.

Eftersom både ekvation (10) och (12) har problem, fastän av skilda slag, estimeras bägge. Om koefficienten för PK är likartad i båda modellspecifikationerna, står vi på en säkrare grund för att dra slutsatser om hur PK påverkar W.

10 Detta framgår också av att många skillnader i parameterestimaten för tvärsnittsskattningar vid de två tidpunkterna är signifikanta.

Lönepolitik, lönespridning och 3 löneskillnader mellan män och kvinnor

PER-ANDERS EDIN & KATARINA R

ICHARDSON

3.1. Inledning

Från 1960-talet och fram till början av 1980-talet minskade löneskillnaderna mellan män och kvinnor. Därefter har löneutjämningen mellan män och kvinnor avstannat. En förklaring till kvinnors förbättrade relativlöner är att den svenska lönestrukturen utvecklats på ett för kvinnor gynnsamt sätt. Med lönestruktur avses hur olika egenskaper, såsom utbildningsnivå och arbetslivserfarenhet, ersätts på arbetsmarknaden. Under de två första decennierna verkade både den solidariska lönepolitiken och flera marknadsfaktorer i riktning mot mindre lönespridning. Exempelvis minskade ersättningen till personer med lång arbetslivserfarenhet. Eftersom män i genomsnitt har längre arbetslivserfarenhet än kvinnor kommer kvinnors relativlöner att förbättras när ersättningen för arbetslivserfarenhet minskar.

En andra förklaring till kvinnors förbättrade relativlöner är de politiska reformer som genomförts i syfte att förbättra kvinnors position på arbetsmarknaden. Exempel på sådana reformer är den stegvis förbättrade föräldraförsäkringen, utbyggnaden av den subventionerade barnomsorgen och avskaffandet av sambeskattning av arbetsinkomster. Särbeskattning ger, åtminstone vid en progressiv skatteskala, makarna incitament att dela mer lika på förvärvsarbete än vid sambeskattning. Dessa reformer har underlättat för kvinnor att kombinera barn och förvärvsarbete och därmed givit kvinnor större incitament att utbilda sig och att välja arbeten som kräver stora investeringar i företagsspecifikt kunskapskapital. Kvinnors förbättrade relativlöner kan därför även vara ett resultat av kvinnors allt bättre position på arbetsmarknaden.

Syftet med detta kapitel är att diskutera i vilken mån kvinnors förbättrade relativlöner är ett resultat av att kvinnor har förbättrat sin position på arbetsmarknaden och i vilken mån de är ett resultat av

90 minskad lönespridning.1 I nästa avsnitt diskuteras huruvida vi kan särskilja effekter av facklig lönepolitik från mer marknadsmässiga förklaringar till den minskade lönespridningen. I avsnitt tre diskuterar vi de politiska reformer som genomförts i syfte att förbättra kvinnors position på arbetsmarknaden. I det fjärde avsnittet redovisar vi en statistisk dekomponering av de förändringar i löneskillnaderna mellan män och kvinnor som skett. Denna dekomponering ligger till grund för en diskussion om huruvida det är att kvinnornas position som förbättrats eller om det är minskad lönespridning som bidragit till kvinnors förbättrade relativlöner. Avslutningsvis ger vi en kort internationell utblick på kvinnors relativlöner i industrialiserade länder.

3.2. Marknad eller lönepolitik

Det är naturligt att göra en distinktion mellan hur facklig lönepolitik har påverkat kvinnors löner och hur förändringar i allmän lönespridning verkar. Orsaken till att en sådan distinktion är viktig är att facklig lönepolitik inte är den enda tänkbara förklaringen till den svenska lönestrukturens förändring under de senaste tre decennierna. Även om de allmänna trenderna i lönespridning stämmer väl med förändringar i förhandlingssystemet så finns det även marknadsfaktorer som verkat i samma riktning. En rimlig tolkning av den svenska lönestrukturens utveckling är att både lönepolitik och marknad har varit av betydelse.2

Om vi vill försöka avgöra hur viktig facklig lönepolitik har varit i förhållande till marknadsförhållanden så är det troligt att den relativa betydelsen av de två förklaringarna beror på vilka aspekter av lönestrukturen, dvs vilka löneskillnader, vi är intresserade av. Det är dock i många fall svårt att empiriskt fastställa den relativa betydelsen av de två faktorerna eftersom institutioner och marknad ofta verkat i samma riktning.

Ett exempel som väl illustrerar marknadsmekanismernas betydelse ges av relativlönerna för universitetsutbildad arbetskraft (Edin och Holmlund, 1995). De institutionella drivkrafterna bakom en kraftig löneutjämning mellan akademiker och andra grupper är inte helt uppenbara, åtminstone inte inom den privata sektorn. Däremot finns det starka skäl att tro att utbudet av universitetsutbildad arbetskraft har varit en viktig drivkraft bakom utvecklingen av akademikernas

1 För tidigare analyser av lönepolitikens effekter på lönegapet mellan män och kvinnor, se Löfström (1989, 1991, 1997) och Svensson (1992, 1995). Se också Lars Svenssons kapitel i denna volym.2 Se Björklund m.fl. (1996) för en allmän diskussion och ytterligare referenser.

relativlöner. Det relativa utbudet av högutbildad arbetskraft uppvisar en kraftig trendmässig ökning under perioden fram till mitten av 1980-talet samtidigt som akademikernas relativlöner faller. Efter 1980-talets mitt upphör ökningen av högskoleutbildade som andel av arbetskraften samtidigt som deras relativlöner börjar stiga igen.

Institutionella förklaringar till förändrade relativlöner torde ha en relativt större betydelse för branschlöneskillnader eller lönespridning inom väl definierade grupper (s.k. residual lönespridning). Den fackliga lönepolitiken har troligen haft stor betydelse bland arbetare inom LO-kollektivet (Hibbs, 1990). Det finns ett mycket tydligt samband mellan fackliga utjämningsambitioner och lönespridningens utveckling över tiden för denna grupp. Det förefaller inte heller finnas uppenbara efterfråge- eller utbudsförändringar som skulle kunna förklara utvecklingen.

När det gäller kvinnors relativlöner finns det anledning att tro att såväl lönepolitik som marknad har haft betydelse. Vad beträffar marknadskrafternas betydelse (vi återkommer till lönepolitikens roll nedan) så ligger tonvikten på efterfrågesidan snarare än på utbudssidan. Under den period då kvinnors löner steg som kraftigast ökade även kvinnors arbetskraftstal. Stigande kvinnligt arbetskraftsdeltagande borde ha försämrat deras relativlöner, men å andra sidan ökade sysselsättningen i traditionellt kvinnotunga branscher (framförallt offentlig sektor) mycket kraftigt under samma period (Edin och Holmlund, 1995). Kvinnors förbättrade relativlöner skulle knappast ha kunnat åstadkommits utan denna efterfrågeexpansion.

3.3. Politik för jämställdhet

Ett antal reformer har genomförts i syfte att påverka kvinnors position på arbetsmarknaden och uppnå jämställdhet mellan könen (se exempelvis Gustafsson och Lantz, 1985). Vissa förändringar har åstadkommits via kollektivavtal mellan arbetsmarknadens parter och andra reformer har genomförts med hjälp av lagstiftning.

År 1960 slöt LO och SAF ett likalöneavtal som innebar att kvinnolöneavtalen gradvis avskaffades. De särskilda kvinnolönegraderna som fanns för statliga befattningar hade vid den tidpunkten redan avskaffats. Lagen om jämställdhet mellan kvinnor och män i arbetslivet kom till stånd 1980, vilket internationell sett är ett mycket sent datum (Blau och Kahn, 1996). Jämställdhetslagen innebär förbud mot könsdiskriminering i arbetslivet och ett krav på arbetsgivarna att vidta aktiva jämställdhetsåtgärder.

Under 1960-talet avvecklades systemet med folk-, real- och flickskola och istället infördes grundskolan. De tidigare flickskolorna

92 omfattade betydligt mindre matematik och naturvetenskap och mer humaniora än motsvarande skolor för pojkar. I och med grundskolan fick flickor och pojkar samma kursplan. Universitetsstudier öppnades gradvis för kvinnor i början av 1900-talet. Möjligheterna till högre studier var dock beroende av föräldrarnas ekonomi, vilket medförde en risk att föräldrarna prioriterade sönernas studier framför döttrarnas. År 1965 gjordes studielån och studiemedel oberoende av föräldrarnas inkomster vilket antagligen underlättade för kvinnor att studera på universitet. År 1980 gjordes studiemedlen även oberoende av makens inkomst. Kvinnors utbildningsnivå har utvecklats mycket snabbt sedan 1970-talet och ligger nu över männens utbildningsnivå (SOU 1996:56).

1971 avskaffades sambeskattningen av makars inkomst av tjänst. Kombinerat med en progressiv inkomstskatteskala innebär särbeskattning att det är lönsamt för makar att dela mer lika på förvärvsarbete. Flera reformer har direkt riktats mot kvinnor med barn. Föräldraförsäkringen har gradvis utökats. Försäkringens kompensationsnivå beror på tidigare inkomster av arbete. Detta ger kvinnor, som ju utnyttjar större delen av denna försäkring, incitament att arbeta före föräldraledigheten. Under de senaste decennierna har också en kraftigt subventionerad barnomsorg byggts ut och idag kan barnomsorg erbjudas de flesta arbetande eller studerande föräldrar.

Dessa reformer har inneburit att kvinnors nettoinkomster av förvärvsarbete ökat. Avtal och lagstiftning om lika löner, införandet av särbeskattning liksom det förändrade utbildningssystemet har verkat i denna riktning. Vidare har reformerna inneburit att kostnaden för förvärvsarbete har minskat genom det ökade utbudet av subventionerad barnomsorg. Kvinnors incitament till ett kontinuerligt arbetskraftsdeltagande, deltagande i högre utbildning och satsning på karriärarbeten som kräver investeringar i kunskapskapital har därför ökat de senaste decennierna. Trots att kvinnors positioner i ekonomin har förbättrats finns det emellertid fortfarande avsevärda skillnader mellan män och kvinnor, inte minst vad gäller fördelningen av hushålls- och förvärvsarbete (Nermo, 1994), och vad gäller relativa löner.

3.4. Dekomponering av löneskillnader

För att mer detaljerat undersöka den minskande löneskillnaden mellan män och kvinnor kan man dela upp denna förändring i olika komponenter. Utgångspunkten är en statistisk lönefunktion baserad på humankapitalteori. En sådan lönefunktion kan till exempel ha följande utseende:

ln(TIMLÖN) = a + b UTBILDNING + c ERFARENHET + d BRANSCH + e

där en individs (logaritmerade=ln) timlön bestäms av personliga egenskaper som utbildning och arbetslivserfarenhet samt arbetets egenskaper, här i form av branschtillhörighet. Parametrarna a, b, c och d betecknar här marknadens värdering av, eller ”priser” på, olika egenskaper hos arbetstagare eller arbetsuppgifter. En statistisk felterm, e, motiveras med att faktiska data innehåller mätfel i löner, men kommer i praktiken även att fånga upp effekter av icke observerade egenskaper hos arbetstagaren och dennes arbetsuppgifter. Denna typ av lönefunktioner skattas med hjälp av individdata och har visat sig att fungera väl i ett mycket stort antal tillämpningar. Normalt kan dessa statistiska lönefunktioner ”förklara” mellan 25 och 50 procent av variationerna i timlöner mellan individer. Resterande 50 till 75 procent av variationen ”tillförs” feltermen.

När man jämför mäns och kvinnors löner med hjälp av ovanstående ekvation uppstår ett problem som har att göra med kvinnors beslut att förvärvsarbeta eller ej. Kvinnors beslut att förvärvsarbeta sker antagligen inte slumpmässigt och det är endast om de väljer att förvärvsarbeta som vi kan observera deras lön. Det är rimligt att tro att kvinnor som får en bra lön i större utsträckning väljer att förvärvsarbeta medan kvinnor med låg lön kanske finner det mer lönsamt att hushållsarbeta. Detta problem är inte lika stort för män, eftersom en så stor andel av män i vuxen ålder förvärvsarbetar. I denna studie undersöker vi löneskillnader mellan de män och kvinnor som faktiskt arbetar. Resultaten riskerar därför att inte bli rättvisande eftersom vi jämför de kvinnor som väljer att arbeta med (i princip) alla män. En lösning på detta selektionsproblem är att försöka uppskatta lönerna för de kvinnor som hushållsarbetar. Dessvärre är detta problematiskt eftersom en viss godtycklighet uppstår i valet av de variabler som ska bestämma de potentiella lönerna. Palme och Wright (1992), som använder delvis samma material som vi, visar att de resultat de får när de jämför observerade löner för kvinnor och män stämmer väl överens med resultaten när de jämför potentiella löner. Vi har därför valt att bortse från denna problematik.

Ett sätt att använda den statistiska lönefunktionen för att analysera löneskillnader mellan män och kvinnor är att skatta funktionens parametrar (a, b, c, d) för män. Dessa skattningar används sedan för att beräkna vad kvinnor ”borde” ha för löner om de ersätts för sina egenskaper såsom män ersätts, det vill säga om män och kvinnor har samma värden på parametrarna.3 Med hjälp av sådana beräkningar

3 Det finns ett stort antal studier som använt olika varianter av denna metod. Se t.ex. Gustafsson (1981), le Grand (1992), Löfström (1989), Palme och Wright (1992) och Zetterberg (1994).

94 kan man uttala sig om hur stor del av löneskillnaden mellan män och kvinnor som kan förklaras av att män och kvinnor har olika egenskaper (i vårt fall utbildning, erfarenhet och branschtillhörighet). Vanligtvis kvarstår en ”oförklarad” löneskillnad som brukar sägas återspegla lönediskriminering samt skillnader mellan könen i de egenskaper som en forskare inte kan observera.

Ett exempel på diskriminering i detta sammanhang är om kvinnor inte får lika bra ersättning för sina egenskaper som män. Kvinnor har då lägre värden på någon av parametrarna. Ett exempel på en icke observerad egenskap skulle kunna vara hur mycket tid man lägger ner på hushållsarbete som visats ha en negativ effekt på kvinnors timlön (Hersch och Stratton, 1997). Eftersom kvinnor i genomsnitt lägger ned mer tid på hushållsarbetsuppgifter än män skulle hushållsarbete kunna förklara en del av den oförklarade löneskillnaden mellan män och kvinnor. Det finns en rad olika sådana faktorer, t ex motivation och karriärinriktning i arbetslivet, där kvinnor och män kan tänkas skilja sig åt. I den utsträckning dessa skillnader föreligger kommer de i vår modell att hänföras till kategorin icke observerbara egenskaper.

Vi är intresserade av hur löneskillnader mellan män och kvinnor ändras över tiden. Enligt dekomponeringen kommer sådana förändringar att bestå av tre komponenter: 1) förändringar av skillnader i egenskaper mellan könen, 2) förändringar i ersättning för dessa egenskaper (det vill säga att parametrarna ändrar värde), och 3) förändringar i den oförklarade löneskillnaden.

Juhn, Murphy och Pierce (1991), hädanefter JMP, föreslår en vidareutveckling av ovanstående dekomponering som tar sin utgångspunkt i att även den oförklarade löneskillnaden kan ses i termer av priser och egenskaper.4 Den oförklarade löneskillnaden kan därför förändras på två olika sätt; i) om graden av diskriminering ändras eller om kvinnor förbättrar eller försämrar sina icke observerade egenskaper relativt män, ii) om ersättningen för icke observerade egenskaper ändras. Sammantaget innebär detta att löneskillnaden mellan män och kvinnor kan ändras på följande fyra sätt:

Genom förändringar i egenskaper:

1. Förändringar i observerade egenskaper som här är utbildning, erfarenhet samt branschtillhörighet.

2. Förändringar i icke observerade egenskaper samt ändring i graden av lönediskriminering.

Genom förändringar i lönestrukturen:

3. Förändringar i ersättningen för utbildning, arbetslivserfarenhet och branschtillhörighet.

4 För en kritisk diskussion av JMP-metoden, se Suen (1997).

4. Förändringar i ersättningen för de icke observerade egenskaperna. Effekterna 1 och 3 är lätta att skatta eftersom vi vet hur lång utbildning och arbetslivserfarenhet varje individ har och i vilken bransch de arbetar. Effekterna 2 och 4 som tillsammans utgör förändringen i den oförklarade löneskillnaden, är svårare att särskilja eftersom vi per definition inte har observerat dessa egenskaper. I appendix 1 ges en beskrivning av hur JMP föreslår att dessa effekter kan skattas. Förenklat uttryckt kan man säga att vi mäter förändringen i ersättning för icke observerade egenskaper (4) med förändringar i männens residuala lönespridning och vi mäter förändringen i kvinnors icke observerade egenskaper (2) med förändringen i kvinnors genomsnittliga position i männens residuala lönefördelning.

3.5. Kvinnors löner, lönespridning och lönepolitik

De resultat som presenteras är beräknade på ett datamaterial från Levnadsnivåundersökningarna, LNU (Eriksson och Åberg, 1987

)

.

1968 intervjuades ett representativt urval av män och kvinnor mellan 15 och 75 år gamla. Många frågor ställdes, bland annat om personens lön, utbildning, arbetslivserfarenhet och branschtillhörighet. 1974, 1981 och 1991 intervjuades många av dessa personer igen. Dessutom intervjuades nya personer, framförallt unga och invandrare, för att bibehålla urvalets representativitet även dessa år. I vår analys använder vi observationer för de män och kvinnor som är mellan 18 och 65 år gamla och som är anställda vid intervjutillfället. I appendix 2 återger vi skattningar på mäns lönefunktion för respektive år. Dessa skattningar utgör grunden för våra fortsatta beräkningar.

I tabell 3.1 undersöker vi hur löneskillnaden förändras mellan olika par av undersökningsår: mellan 1968 och 1974, mellan 1974 och 1981 samt mellan 1981 och 1991. Tabellen anger skattningarna av de fyra komponenter som diskuterats ovan. (De skattade löneekvationerna som ligger till grund för dessa beräkningar redovisas i appendix 2.) Av tabellens sista rad framgår att den genomsnittliga löneskillnaden mellan män och kvinnor minskade kraftigt under de två första delperioderna medan den ökade något under den senaste delperioden. I de föregående raderna bryts dessa totalförändringar ned i förändringar i egenskaper och förändringar i ersättning för egenskaper. Exempelvis så bidrog kvinnors ökade relativa utbildning och erfarenhet (jämfört med mäns) till att löneskillnaden mellan män och kvinnor minskade med 1,7 procentenheter under perioden 1981– 1991. Denna effekt motverkades dock av andra komponenter, varför löneskillnaden ändå ökade med 0,7 procentenheter.

96 Resultaten visar att kvinnors ökade utbildning och arbetslivserfarenhet har bidragit till höjda kvinnolöner efter 1974. Under den första delperioden bidrog även förändringar i kvinnors branschsammansättning till höjda kvinnolöner. Den viktigaste effekten på ”egenskapssidan” är dock de icke observerade egenskaperna som ökade kvinnornas relativlön med 2,2 respektive 6,2 procentenheter under de två första delperioderna.

Tabell 3.1 Förändringar i löneskillnaden mellan män och kvinnor 1968–1991, procentenheter. Alla kvinnor, 18–65 år.

1968–1974 1974–1981 1981–1991

Förändringar i egenskaper:

Utbildning, arbetslivserfarenhet

0

–1,3 –1,7

Bransch

–1,9 –0,1

0,2

Icke observerade egenskaper

–2,2 –6,2

0,2

Förändringar i ersättningen för egenskaper:

Utbildning, arbetslivserfarenhet

–1,3 –0,8

0,1

Bransch

4,0

1,4

1,7

Icke observerade egenskaper

–4,1 –0,9

0,3

TOTALT

–5,5 –7,9

0,7

Sjunkande avkastning på utbildning och arbetslivserfarenhet bidrog till att minska lönegapet mellan män och kvinnor under de två första delperioderna. Något överraskande tycks dock den minskade branschlönespridningen ha missgynnat kvinnor under hela perioden och mycket kraftigt så under den första delperioden. En viktig orsak till detta är att lönerna i kvinnotunga branscher som vård och undervisning har fallit över tiden (speciellt under den första delperioden) relativt andra branscher. Slutligen så har den minskade ersättningen för ”icke observerade egenskaper” bidragit till ökade kvinnolöner under de två första delperioderna – under den första perioden var denna effekt så pass stor som 4,1 procentenheter.

Tabell 3.2 Förändringar i löneskillnaden mellan män och kvinnor 1968–1991, procentenheter. ”Lågavlönade” kvinnor, 18–65 år.

1968–1974 1974–1981 1981–1991

Förändringar i egenskaper:

Utbildning, arbetslivserfarenhet

–1,0 –0,5 –0,8

Bransch

–2,7 –0,3

0,5

Icke observerade egenskaper

1,4 –10,0 –1,1

Förändringar i ersättningen för egenskaper:

Utbildning, arbetslivserfarenhet

–4,7 –2,0

0

Bransch

3,3

1,1

2,0

Icke observerade egenskaper

–7,7 –2,3

0,5

TOTALT

–11,4 –14,0

1,1

Den bild som framträder ur tabell 3.1 tyder inte på att förändrad lönespridning, tolkat som förändrad ersättning för olika egenskaper, sammantaget varit den viktigaste drivkraften bakom ökade relativa kvinnolöner i Sverige sedan 1968. Tvärtom så dominerar kvinnors ”förbättrade” egenskaper för varje enskild delperiod i termer av bidrag till höjda relativa kvinnolöner. Den enskilt viktigaste komponenten är förändringar av ”icke observerade egenskaper”.

Bilden av lönespridningens betydelse förändras något om vi studerar speciella kvinnogrupper. Om vi t.ex. enbart ser till ”lågavlönade” kvinnor så blir förändringar i lönespridningen mer betydelsefulla. I tabell 3.2 presenteras en dekomponering av relativlönen för kvinnor som tjänar mindre än kvinnornas medianlön, dvs. de 50 procent lägst betalda kvinnorna. Dessa kvinnor jämförs med alla män oavsett lön. Minskad lönespridning bidrar framförallt mycket kraftigt till förbättrade relativlöner för lågavlönade kvinnor under den första delperioden, både vad gäller ersättningen för utbildning och arbetslivserfarenhet samt ersättningen för ej observerade egenskaper. För denna grupp var minskad avkastning på utbildning och erfarenhet mer betydelsefulla än för kvinnor i allmänhet. Förändringar i branschlönespridning verkar dock systematiskt mot även lågavlönade kvinnor.

För denna speciella grupp kan det statistiska problemet med att vissa kvinnor väljer förvärvsarbete och andra väljer att hushållsarbeta vara allvarligare än i de övriga beräkningarna. Om det ökade arbetskraftsdeltagandet under 1960- och 1970-talen i stor utsträckning bestod i att lågkvalificerade kvinnor trädde in på arbetsmarknaden så kan detta vara speciellt betydelsefullt i denna analys. Resultaten tyder dock på att detta inte är hela sanningen. Vi kan notera att effekten av förändrade utbildnings- och erfarenhetsvariabler är att de minskar löneskillnaderna mellan män och kvinnor över tiden. Detta ger inget starkt stöd för tanken att de nytillträdande kvinnorna var ovanligt

98 lågkvalificerade, åtminstone inte i termer av utbildning och erfarenhet, och kanske inte heller i termer av icke observerade variabler.

Om vi å andra sidan ser till gruppen unga kvinnor i åldern 18–34 år så förstärks snarare resultatet att förändringar i lönespridning varit av begränsad betydelse för kvinnors relativlöneutveckling. I tabell 3.3 presenteras resultaten för unga kvinnor i förhållande till unga män. Denna grupp av relativt unga kvinnor är av speciellt intresse eftersom den troligen säger mer om vad vi kan förvänta oss om framtida löneskillnader mellan män och kvinnor på svensk arbetsmarknad. Denna grupp har fattat sina utbildnings- och yrkesval utifrån förhållanden som ligger senare i tiden än kvinnor i äldre åldersgrupper. Mot denna bakgrund är det intressant att notera att de unga kvinnorna totalt sett under perioden har höjt sina relativlöner mer än kvinnor i genomsnitt. En speciellt viktig faktor här är att de unga kvinnorna uppvisar ett större bidrag från förändringar i de icke observerbara egenskaperna än kvinnor i gemen. Detta skulle alltså tyda på att unga kvinnor har minskat ”könsgapet” i icke observerade produktiva egenskaper snabbare än de äldre kvinnorna eller att diskriminering av unga kvinnor har minskat.

Tabell 3.3 Förändringar i löneskillnaden mellan män och kvinnor 1968–1991, procentenheter. Unga kvinnor i förhållande till unga män, 18–34 år.

1968–1974 1974–1981 1981–1991

Förändringar i egenskaper:

Utbildning, arbetslivserfarenhet

–0,6 –2,9

0,2

Bransch

–2,7 –1,3

1,0

Icke observerade egenskaper

–4,1 –5,0 –3,8

Förändringar i ersättningen för egenskaper:

Utbildning, arbetslivserfarenhet

–2,9 –1,0 –0,3

Bransch

7,4

1,1

2,3

Icke observerade egenskaper

–2,3 –2,4 –0,1

TOTALT

–5,0 –11,4 –0,6

3.6. Ett internationellt perspektiv

Våra resultat tyder på att förändringar i lönestrukturen inte varit en dominerande orsak till att relativlönen mellan män och kvinnor minskat kraftigt i Sverige under 1960- och 1970-talen. Detta kan tyckas strida mot resultaten i en del undersökningar från andra länder. Blau och Kahn (1996) drar slutsatsen att om den amerikanska lönespridningen vore lika liten som den svenska så skulle de amerikanska kvinnornas relativlöner vara minst lika höga som de

svenska. Vi måste dock då komma ihåg att vi jämför relativlönerna i två olika dimensioner; vi studerar förändringar över tiden i ett land, medan Blau och Kahn studerar skillnader mellan länder vid en viss tidpunkt. Det är då speciellt viktigt att vara medveten om att den svenska lönespridningen för vårt startår 1968 var betydligt mindre än den amerikanska lönespridningen under 1980-talets andra hälft (de år som Blau och Kahn analyserar).

Blau och Kahn undersöker löneskillnaderna mellan män och kvinnor i tio länder i den industrialiserade världen.5 Sverige har efter Italien de minsta löneskillnaderna. Vi har också en av de mest sammanpressade lönestrukturerna. Den fråga de ställer är huruvida det är den sammanpressade lönestrukturen som gett svenska kvinnor den internationell sett höga relativlönen gentemot män? De finner att Sverige tillsammans med Italien har de minsta löneskillnaderna medan exempelvis USA har bland de största löneskillnaderna mellan män och kvinnor. Sverige och Italien har också, till skillnad från USA, de mest sammanpressade lönestrukturerna. Av deras analys framgår att den sammanpressade lönestrukturerna är en viktig förklaringsfaktor till kvinnors höga relativlöner i Sverige.

En jämförelse av kvinnors relativlöner i Sverige och USA visar att de är mer än 20 procentenheter högre i Sverige. När Blau och Kahn tar bort effekten av lönestruktur visar det sig dock att amerikanska och svenska kvinnor har ungefär lika höga relativlöner. Den sammanpressade svenska lönestrukturen kan förklara mellan tre fjärdedelar och hela skillnaden i kvinnors relativa löner mellan länderna. Ett intressant resultat är också att svenska och amerikanska kvinnor befinner sig på ungefär samma position i männens residuala lönefördelning. Detta kan tolkas som att graden av potentiell lönediskriminering (inklusive effekten av icke observerade variabler) är likartad i Sverige och USA.

3.7. Avslutande kommentarer

Vi har undersökt vilka faktorer som bidragit till att svenska kvinnor har förbättrat sina relativlöner. Under 1960- och 1970-talet minskade lönespridningen på ett sätt som delvis gynnade kvinnolönerna. Minskande avkastning på utbildning och arbetslivserfarenhet gynnade kvinnorna relativt männen. På samma sätt gynnades kvinnorna av minskade löneskillnader inom grupper, då ersättningen för ej observerade egenskaper minskade under denna period. Förändringar i

5 Länderna är Italien, Sverige, Österrike, Australien, Norge, Tyskland, USA, Schweiz, Ungern och Storbritannien, nämnda i fallande ordning efter kvinnors relativlöner.

100 branschlönespridningen har däremot missgynnat kvinnorna under hela perioden från 1960-talet fram till 1990-talet. Denna effekt är mycket stor under 1960- och 1970-talen. En viktig orsak till detta är att lönerna i kvinnotunga branscher som vård och undervisning fallit över tiden relativt lönerna i andra branscher.

Att urskilja vilka faktorer som påverkar lönespridningen är en svår uppgift, speciellt eftersom den solidariska lönepolitiken och marknadsmässiga faktorer har verkat i samma riktning. De resultat som presenteras kan, under vissa förutsättningar, tolkas som en övre gräns för hur stora effekter den allmänna lönepolitiken6 har haft på kvinnornas relativlöner. Denna övre gräns innebär att vi antar att alla priser på arbetsmarknaden styrs av facklig allmän lönepolitik. Även i detta extremfall förefaller det som att lönepolitiken har haft en effekt på kvinnors relativlöner, men att andra faktorer såsom kvinnors ökade kvalifikationer och eventuellt minskad diskriminering varit viktigare. För vissa grupper som t.ex. lågavlönade kvinnor kan dock lönepolitiken ha varit viktig. Under mer rimliga antaganden om att löneskillnader i viss utsträckning bestäms även av marknadskrafter så förstärks betydelsen av andra faktorer. Minskad lönespridning har varit en av de faktorer som förbättrat kvinnors relativa löneläge men den har inte haft en dominerande effekt, åtminstone inte efter 1974.

Flera reformer har ju också genomförts i syfte att förbättra kvinnornas position på arbetsmarknaden. Våra resultat visar också att kvinnor har förbättrat sin position gentemot männen. Skillnaden mellan mäns och kvinnors genomsnittliga utbildning och erfarenhet har minskat. Kvinnor tycks i allt större utsträckning arbeta i relativt välbetalda branscher. Speciellt viktig tycks kvinnors förbättrade position vara vad gäller den oförklarade löneskillnaden. Minskad lönediskriminering och en förbättring relativt män vad gäller ej observerade egenskaper har höjt kvinnolönerna markant under tidsperioden. Denna faktor är tydligast för unga kvinnor. De har förbättrat sin position på arbetsmarknaden mer än andra kvinnor. Detta kan delvis förklaras av att de har valt utbildning och yrke efter att dessa reformer genomförts.

Om man vill utvärdera hur kvinnors position på arbetsmarknaden förändras visar ovanstående analys att det är viktigt att ta hänsyn till förändringar i lönestrukturen. Reformer speciellt riktade mot kvinnor kan annars bedömas som lyckade (misslyckade) om de sammanfaller i tiden med förändringar i lönestrukturen som är (ej är) gynnsamma för kvinnor. Denna studie visar att kvinnors position har förbättrats sedan 1960-talet. Det betyder att även om lönespridningen åter ökar i

6 Vår analysmetod är inte lämpad att dra slutsatser om lönepolitiska satsningar eller andra åtgärder som direkt syftar till att påverka kvinnors löner.

Sverige, så kommer detta inte att ha samma genomslag på kvinnors relativlöner som tidigare, eftersom kvinnors ”arbetsmarknadsegenskaper” blivit mer lika mäns. Men så länge kvinnors position på arbetsmarknaden är sämre än mäns kommer att lönespridningen påverka löneskillnaden mellan män och kvinnor.

Litteraturförteckning

Björklund, Anders, Per-Anders Edin, Bertil Holmlund & Eskil Wadensjö (1996)

Arbetsmarknaden, Stockholm: SNS Förlag.

Blau, Francine & Lawrence Kahn (1996) ”Wage Structure and Gender Earnings

Differentials: an International Comparison”, Economica, Vol. 63, S29–S62.

Edin, Per-Anders & Bertil Holmlund (1995) ”The Swedish Wage Structure: The Rise

and Fall of Solidarity Wage Policy?”, i Differences and Changes in Wage

Structures, Richard Freeman & Lawrence Katz (red.), Chicago: University of

Chicago Press.

Erikson, Robert & Rune Åberg (1984) Välfärd i förändring, Stockholm: Prisma.

Gustafsson, Siv (1981) ”Male-Female Lifetime Earnings Differentials and Labor

Force History”, i Studies in Labor Market Behavior: Sweden and the United

States, Gunnar Eliasson, Bertil Holmlund & Frank Stafford (red.), Stockholm:

IUI.

Gustafsson, Siv & Petra Lantz (1985)

Arbete och löner: ekonomiska teorier och fakta

kring skillnaden mellan män och kvinnor, Stockholm: Industrins utredningsin-

stitut och Arbetslivscentrum.

Hersch, Joni & Leslie Stratton (1997) ”Housework, Fixed Effects, and Wages of

Married Workers”, Journal of Labour Economics, Vol. 32(2).

Hibbs, Douglas (1990) ”Wage Dispersion and Trade Union Action in Sweden”, i

Generating Equality in the Welfare State: The Swedish Experience , Inga Pers-

son (red.), Oslo: Norwegian University Press.

Juhn, Chinhui, Kevin Murphy & Brooks Pierce (1991) ”Accounting for the

Slowdown in Black-White Wage Convergence”, i Workers and Their Wages, Marvin Kosters (red.), Washington D.C.: AEI Press.

le Grand, Carl (1992) ”Explaining the Male-Female Wage Gap: Job Segregation and

Solidarity Wage Bargaining in Sweden”, Acta Sociologica, Vol. 34, 261–278.

Löfström, Åsa (1989) Diskriminering på svensk arbetsmarknad, Umeå Economic

Studies No. 196, Umeå universitet.

Löfström, Åsa (1991) ”Kvinnors löner i industrin. Den solidariska lönepolitikens

effekter”, Arbetarhistoria, nr 56–57, 38–41.

Löfström, Åsa (1997) ” Lönespridning och kvinnors löner”, i Lönepolitik och

kvinnors löner, Åsa Löfström (red.), FRN rapport 97:4.

Palme, Mårten & Robert Wright (1992) ”Gender Discrimination and Compensating

Differentials in Sweden”, Applied Economics, Vol. 24, 751–759.

Richardson, Katarina (1997) ”Estimating the Impact of Wage structure on Wage

Differential Between Two Groups of Workers”, i Essays on Family and Labor

Economics, Institutet för social forskning, Stockholms universitet, Avhandlings-

serien 28.

SOU 1996:56Hälften vore nog – om kvinnor och män på 90-talets arbetsmarknad ,

Stockholm: Fritzes.

Suen, Wing (1997) ”Decomposing Wage Residuals: Unmeasured Skill or Statistical

Artifact”, Journal of Labor Economics, Vol. 15, 555–566.

Svensson, Lars (1992) ”Vad betyder lönepolitiken för kvinnolönerna?”, Ekonomisk

Debatt, Årgång 20, 535–545.

Svensson, Lars (1995) Closing the Gender Gap, Skrifter utgivna av Ekonomisk-

historiska föreningen LXXI, Lund.

Zetterberg, Johnny (1994) ”Effects of Changed Wage Setting Conditions on Male-

Female Wage Differentials in the Swedish Public Sector”, Public Administra-

tion Quarterly, Vol. 18, 342–358.

Appendix 1

I detta appendix förklaras intuitivt hur JMP föreslår att man skattar den dekomponerade förändringen av den oförklarade löneskillnaden, det vill säga effekt 2 och 4 i avsnitt 3.4. För en mer detaljerad och teknisk framställning hänvisas till Richardson (1997) som också föreslår en alternativ estimator.

För att förenkla diskussionen antag att det bara finns en kvinna men många män som arbetar. Det första steget är att skatta löneekvationen för män. Det ger oss värden på parametrarna a, b, c, d.

Den del av varje mans lön som inte kan förklaras av den skattade ekvationen tillförs residualen, e. I genomsnitt är värdet på residualen noll för män. Dessa beräkningar görs för två separata år, exempelvis 1968 och 1974. I figurerna nedan är fördelningen av männens residualer för 1968 och 1974 illustrerade. Fördelningen 1974 är toppigare vilket ska illustrera att lönespridningen, ersättningen till ej observerade egenskaper har minskat.

I nästa steg undrar vi vilken lön kvinnan skulle ha haft 1968, givet hennes nivå på utbildning och erfarenhet och branschtillhörighet om hon ersattes för dessa egenskaper såsom männen ersätts. Den lön vi då får fram skiljer sig säkerligen från den lön hon faktiskt har, skillnaden eller kvinnoresidualen kallar vi e68 som är angiven i figuren. Samma beräkning är gjord för 1974, och indikerad med e74.

Skillnaden mellan e74 och e68 är förändringen i oförklarad löneskillnad och kan antingen bero på att lönestrukturen ändrats eller på att kvinnan förbättrat sina icke observerade egenskaper relativt män. För att särskilja effekterna beräknas kvinnans percentil 1974, dvs. vi frågar oss hur många procent av männen som har en ännu mindre

residual än kvinnan detta år. Detta percentiltal indikerar hennes relativa nivå på ej observerade egenskaper. Ju fler procent av männen som har en ännu sämre residual, desto bättre är hennes position det året. Kvinnans percentiltal antas inte ändras av förändringen i lönestruktur och därför kan vi fråga oss vilken residual denna kvinna skulle haft 1968 givet percentiltalet 1974; i figuren är denna residual angiven e6874. Däremot kan residualen förknippad med ett visst percentiltal ändras. Avståndet e74–e6874 mäter den del av förändringen in den oförklarade löneskillnaden som beror på att lönestrukturen ändrats (vi håller percentiltalet fast). Avståndet e6874–e68 mäter hur mycket kvinnans position har förbättrats, denna del beror på att hon har ett bättre percentiltal 1974 än 1968.

0

e74

e6874

e68

Mäns residualer 1968

Mäns residualer 1974

0

e74

Appendix 2

Estimerade löneekvationer för män för åren 1968, 1974, 1981 samt 1991. Beroende variabel är ln(timlön).

1968 1974 1981 1991

intercept

6,478

(0,029)

7,140

(0,026)

7,873

(0,025)

8,563

(0,028)

Humankapitalvariabler

erfarenhet

0,041

(0,002)

0,031

(0,002)

0,025

(0,002)

0,026

(0,002)

erfarenhet kvadrat/1000 –0,689

(0,042)

–0,505 (0,036)

–0,388 (0,035

–0,406

(0,040)

folkskola, yrkesutb. 0,148

(0,021)

0,089

(0,018)

0,090

(0,017)

0,107

(0,019)

realskola

0,172

(0,029)

0,079

(0,030)

0,163

(0,029)

0,143

(0,026)

realskola, yrkesutb 0,373

(0,030)

0,223

(0,021)

0,184

(0,021)

0,183

(0,024)

gymnasium

0,564

(0,053)

0,277

(0,033)

0,222

(0,031)

0,249

(0,030)

gymnasium, yrkesutb. 0,653

(0,047)

0,353

(0,032)

0,326

(0,025)

0,334

(0,025)

universitetsstudier 0,907

(0,045)

0,599

(0,032)

0,465

(0,026)

0,458

(0,027)

Näringsgrenar

jordbruk

–0,454

(0,043)

–0,161 (0,053)

–0,269 (0,045)

–0,120

(0,065)

skogsbruk

–0,106

(0,054)

–0,090 (0,041)

–0,116 (0,048)

0,004

(0,056)

gruva

0,047

(0,185)

0,148

(0,133)

0,026

(0,177)

0,139

(0,111)

livsmedel

–0,054

(0,042)

–0,023 (0,041)

0,025

(0,040)

0,036

(0,040)

textil

0,006

(0,051)

–0,031 (0,050)

0,041

(0,066)

–0,166

(0,101)

trä

–0,083

(0,044)

–0,101 (0,039)

–0,158 (0,040)

–0,088

(0,039)

papper

0,050

(0,039)

–0,042 (0,034)

0,044

(0,031)

0,025

(0,033)

gummi, plast

–0,053

(0,052)

–0,041 (0,044)

–0,017 (0,046)

0,027

(0,048)

sten

–0,024

(0,057)

–0,050 (0,052)

–0,050 (0,050)

0,040

(0,083)

metall

–0,039

(0,045)

0,038

(0,041)

–0,062 (0,041)

0,072

(0,046)

annan tillverk.

–0,107

(0,079)

–0,166 (0,081)

–0,074 (0,144)

–0,203

(0,124)

el med mera

0,055

(0,079)

0,040

(0,057)

0,021

(0,052)

0,094

(0,062)

bygg

0,058

(0,026)

0,021

(0,022)

0,081

(0,024)

0,141

(0,023)

Tabellen fortsätter på nästa sida. Fortsättning från föregående sida:

1968 1974 1981 1991

Näringsgrenar

partihandel

0,069

(0,040)

0,082

(0,038)

–0,038 (0,037)

0,096

(0,036)

detaljhandel

–0,056

(0,044)

–0,090 (0,039)

–0,082 (0,032)

0,002

(0,034)

hotell

–0,143

(0,122)

–0,080 (0,094)

–0,011 (0,073)

–0,038

(0,057)

transport

0,005

(0,034)

–0,006 (0,029)

0,002

(0,028)

0,004

(0,028)

post och tele

–0,042

(0,048)

–0,080 (0,042)

–0,015 (0,038)

–0,000

(0,039)

bank

0,030

(0,076)

0,021

(0,060)

–0,023 (0,051)

0,198

(0,046)

försäkring

0,106

(0,098)

0,107

(0,081)

0,112

(0,064)

0,243

(0,062)

uppdrag

0,146

(0,050)

–0,022 (0,037)

0,068

(0,031)

0,024

(0,033)

förvaltning

0,020

(0,037)

–0,024 (0,031)

–0,021 (0,030)

–0,011

(0,032)

renhållning

–0,056

(0,052)

–0,041 (0,064)

–0,065 (0,056)

–0,130

(0,063)

off service

0,087

(0,045)

–0,036 (0,029)

–0,065 (0,024)

–0,074

(0,025)

nöjen

–0,096

(0,108)

–0,019 (0,064)

–0,202 (0,049)

–0,149

(0,050)

privat service

–0,131

(0,108)

–0,101 (0,043)

–0,059 (0,052)

–0,075

(0,052)

antal observationer

1 781 1 695 1 661 1 551

R2

0,442 0,331 0,322 0,368

Anm. Standardfel anges i parentes. Variabeln ”erfarenhet” mäter antal år av arbetslivserfarenhet. Variabeln ”erfarenhet kvadrat” är kvadrattermen av variabeln ”erfarenhet”. Övriga variabler är dummyvariabler. Referensgrupp i analysen är en person med folkskola och som arbetar i verkstadsindustrin.

4. Lika lön för lika arbete

En studie av svenska förhållanden i internationell belysning

EVA M. MEYERSON & TROND P

ETERSEN

4.1. Introduktion

Löneskillnader mellan kvinnor och män orsakade av diskriminering kan uppkomma på flera sätt. Ett sätt är att kvinnor och män fördelas på olika befattningar och arbetsplatser vilka skiljer sig åt med avseende på lön. Denna typ av diskriminering kan ske vid rekryterings- eller befordringstillfällen och vid uppsägning. Vi benämner denna diskrimineringstyp fördelningsdiskriminering. En annan form av diskriminering innebär att kvinnor och män erhåller olika lön för lika arbete av en och samma arbetsgivare. Denna typ av diskriminering kallar vi för direktlönediskriminering. Ett tredje sätt att diskriminera är att befattningar där företrädesvis kvinnor arbetar betalas sämre än de där män dominerar trots att kvalifikationskrav och andra lönerelevanta faktorer är desamma. Denna typ kallas värdediskriminering.

Fördelnings- och direktlönediskriminering är riktade mot specifika individer. Båda formerna är olagliga och otillåtna i USA, Australien och i de flesta västeuropeiska länderna.1 Värdediskriminering är däremot riktad mot kategorier av befattningar som är bemannade med kvinnor. Det innebär att denna typ av diskriminering primärt är ett strukturellt arbetsmarknadsproblem. Dess legala status är något oklar i de flesta länder men i Sverige har vi sedan 1994 en lag mot olika lön för likvärdigt arbete, dvs. lika kvalifikation för befattning ska ge lika lön.2

En tes som på senare tid vunnit gehör hos många forskare och politiker är att löneskillnader mellan män och kvinnor mer är en fråga

1 Se för USA: Treiman och Hartmann, 1981:1–7 och för Europa: Ellis, 1991; Rhoads, 1993.2 Kanada har genom lagstiftning år 1991 infört möjligheter att motverka värdediskriminering på bred front. Lagstiftningen i den Europeiska Unionen gör värdediskriminering illegal men tillämpningen och uppföljningen av lagen är inte entydig.

om fördelnings- och värderingsprocesser på arbetsmarknaden och mindre en fråga om direktlönediskriminering. För USA, men även för Europa, drar Treiman och Hartmann följande slutsats:

Although the committee recognizes that instances of unequal pay for the same work have not been entirely eliminated we believe that they are probably not now the major source of differences in earnings (Treiman & Hartmann, 1981:92–93).

Under debatten inför antagandet av Jämställdhetslagen 1978 i Norge hävdade en kvinnlig parlamentsledamot för arbeiderpartiet att vad som åstadkommits med avseende på kvinnors förutsättningar på arbetsmarknaden är att män och kvinnor som arbetar för samma arbetsgivare och utför samma typ av arbete erhåller samma lön. För detta behöver vi ingen ny lag. Detta har redan uppfyllts (se forhandlinger I Lagtinget 1977–1978:70, fri översättning).

Förutom en studie som omfattar USA (Petersen & Morgan, 1995) och en studie som omfattar Norge (Petersen m.fl., 1997) har det ännu inte klart visats att män och kvinnor erhåller lika lön för lika arbeten och inte heller att olika lön för lika arbete har liten betydelse för att förklara löneskillnader mellan kvinnor och män. Petersen och Morgan (1995) analyserade löneskillnader mellan kvinnor och män som arbetar med likartade arbetsuppgifter och på samma arbetsplats och använde en databas från Bureau of Labor Statistics som täcker ungefär 1,5 miljoner anställda under perioden 1974–1983. Inom en given befattning på en specifik arbetplatsenhet hos en specifik arbetsgivare var löneskillnaderna mycket små. I medeltal tjänade kvinnor 1,7 procent mindre än män. Bland tjänstemännen var siffran 3,1 procent. (Databasen innehåller sju yrken som exempelvis läkare och jurister och tre administrativa befattningsgrupper.) Författarna drog slutsatsen att direktlönediskriminering knappast är den huvudsakliga faktorn bakom lönegapet mellan män och kvinnor i USA. En likartad slutsats kan dras av resultaten från en norsk studie baserad på ett jämförbart datamaterial.

Vi vet inte om resultaten från dessa studier gäller för andra länder. Och vi vet inte i vilken utsträckning lagstiftningen och andra institutionella förhållanden påverkar löneskillnaderna mellan kvinnor och män. Mot denna bakgrund redovisar vi en likartad, men mer heltäckande analys av data från den privata sektorn i Sverige. Huvudfrågan är: Diskriminerar svenska privata arbetsgivare kvinnor, eller erhåller män och kvinnor lika lön för lika arbete av samma arbetsgivare? Fyra frågor behandlas nedan.

(1) Hur stort är lönegapet mellan kvinnor och män på samma arbetsplats och likartad befattning (befattnings-arbetsplatsnivå), på

108 likartade befattningsnivåer, utan att ta hänsyn till arbetsplats, och arbetsplatsnivå, utan att ta hänsyn till befattning?

(2) Vilket är den viktigaste källan till totallönegapets storlek: arbetsplats- eller befattningssegregering?

(3) Hur ser förändringarna ut över den studerade perioden? (4) Hur förhåller sig de svenska resultaten till motsvarande norska och amerikanska?

För att svara på frågan krävs data på individnivå och detaljerad arbetsplatsinformation, framför allt information om befattningar. Vi har tillgång till data från en mycket stort antal arbetsplatser från flera viktiga branscher i den svenska ekonomin som tillsammans täcker 50 till 60 procent av alla anställda i den privata sektorn. Databasen innehåller vidare lönestatistik på individnivå och på befattningsarbetsplatsnivå. Därmed kan vi jämföra män och kvinnor som arbetar för samma arbetsgivare, på samma arbetsplats och med likartade arbetsuppgifter.3

Våra data omfattar perioden 1970–1990, vilket inkluderar perioden före respektive efter tillkomsten av Jämställdhetslagen år 1979, vilket gör det möjligt att studera effekterna av denna.

I avsnitt 2 beskriver vi svenska institutionella förhållandena som kan ha speciell betydelse för kvinnors förutsättningar på arbetsmarknaden. Den svenska inkomstfördelningens karaktäristiska sammanpressning och andra institutionella förhållanden såsom familjepolitiken kan ha haft negativa effekter på kvinnors löner relativt männens. Databasens unika uppsättning av individvariabler behandlas i avsnitt

3. I avsnitt 4 kopplas huvudfrågan ”lika lön för lika arbete” till hur diskriminering kan mätas. Fyra olika mått på löneskillnader mellan kvinnor och män beskrivs. I avsnitt 5 visar vi, trots alla förväntningar om motsatsen, existensen av en stor lönespridning inom samma typ av befattningar. I avsnitt 6 redovisas huvudresultaten. Löneskillnader mellan kvinnor och män uppstår inte i första hand på grund av direktlönediskriminering, dvs. då de arbetar med likartade arbetsuppgifter för samma arbetsgivare. I stället är det befattnings- och arbetsplatssegregering som ligger bakom den största delen av löneskillnaderna mellan kvinnor och män. I avsnitt 7 visar vi att dessa resultat är stabila över tiden och i avsnitt 8 att resultaten också gäller för länder med andra institutionella förhållanden. Slutligen diskuterar vi i

3 Även om det finns en omfattande forskningslitteratur som tar upp lönegapet mellan kvinnor och män i Sverige och i övriga Skandinavien (se för Sverige: SOU 1993:7, och för Skandinavien: Westergård-Nielsen, 1996, och för Norge: Birkelund, 1992) så har ingen studie kunnat fånga lönegapet på befattnings-arbetsplatsnivå så som görs i föreliggande studie och i stor skala.

avsnitt 9 de slutsatser som kan bilda underlag för åtgärder och framtida forskning.

4.2. De institutionella förhållandena i Sverige

Svenska data är av stort intresse av flera skäl. Det är det första landet där systematisk information om övertid är tillgänglig och där förhållandena kan studeras över en 20-årsperiod.

Ytterligare ett skäl är att Sverige i likhet med andra länder i Västeuropa och USA, har lagstiftat om jämställdhet.4 Betydelse av lagstiftning om jämställdhet för löneskillnader mellan kvinnor och män kan således belysas. Den svenska jämställdhetslagen 1979 gjorde direktlönediskriminering olaglig. Men redan 1960 kom SAF och LO överens om att överge separata lönelistor för män och kvinnor. Denna överenskommelse genomfördes successivt fram till 1967 (se Svenssons kapitel i denna volym och SOU 1993:169 s. 264). I Norge var utvecklingen likartad med en överenskommelse år 1961, vilken genomfördes mellan 1963 och 1967 (se NOU 1997:78). Jämförelsen av förhållandena under perioden 1970–1990, och speciellt för åren 1978 och 1979 är intressant både med avseende på det pågående forskningsarbetet och för policyåtgärder.

Ännu ett skäl är att belysa betydelsen av respektive legala system både i allmänhet och mer specifikt när det gäller tillämpning av jämställdhetslagstiftningen. En viktig skillnad mellan de tre länderna är till exempel svårigheten att föra en grupps eller yrkeskategoris talan i domstol i Sverige och Norge (SOU 1993:54; NOU 1997:90 s. 134) jämfört med förhållandena i USA.

För det fjärde är Sverige ett samhälle med starka egalitära traditioner som jämfört med USA inte tillåter stora löneskillnader.5Länderna är varandras motsatser vad gäller toleransen av löne- och inkomstskillnader. Fördelningen av arbetsinkomst före skatt är mer ojämlik i Sverige än i Norge, men Sverige har ett mer progressivt skattesystem så att den disponibla inkomsten efter skatt och transfereringar är mer jämlik i Sverige än i Norge (se Fritzell, 1991:143–48, Tabell 5.5 s. 174). En studie av nio OECD-länder finner att Sverige

4 Jämställdhetslagen antogs 1979 och trädde i kraft 1980, SOU 1993:49 s. 172, den nordamerikanska 1963 och 1964, Civil Rights Act, i Norge 1978, i de andra medlemsländerna i den Europeiska Unionen se Ellis, 1991; Rhoads, 1993; Petersen m.fl., 1997.5 I sin jämförande studie av Danmark, Norge och Sverige visar Esping-Andersen (1985 s. 174, 176, 323) att Norge har haft en hög ambition inom jämlikhetsarbetet och visar tydligt att inkomstskillnaderna mellan yrkesgrupper i Norge är betydligt mindre än i Danmark och i Sverige (se också OECD, 1995).

110 har den mest jämna fördelningen av disponibel inkomst följt av Norge. USA uppvisar en mycket ojämn inkomstfördelning som endast överträffas av Schweiz.

I en jämförande studie av attityder om jämlikhet i Japan, Sverige och USA sammanfattar Verba m.fl. (1987): ”The most egalitarian group in the United States favors a wider income gap than that favored by the most conservative group in Sweden” (1987, s. 363). Det kanske tydligaste uttrycket för den svenska jämlikhetsambitionen finner man i systemet för den solidariska lönepolitiken, speciellt under perioden 1950–1983. Inom ramen för denna politik gjordes medvetna försök att minimera löneskillnaderna mellan olika grupper och därmed institutionalisera principer som lika lön för lika arbete. Jämlikhetsivern drevs till och med så långt under 1970-talet att den även kom att omfatta principen ”lika lön för allt arbete” (Edin, 1993). Men sedan 1983, då det centrala förhandlingssystemet började lösas upp, har den solidariska lönepolitiken successivt blivit mindre rigid (SOU 1993: 7, s. 76–78). Därmed har också löneskillnaderna ökat.

Små löneskillnader kan ha ett flertal effekter på lönegapet mellan män och kvinnor. En effekt är att det övergripande lönegapet sannolikt blir mindre förutsatt att kvinnor är överrepresenterade i de lägre betalda jobben. Blau och Kahn (1996) visar att Sverige har ett lägre lönegap jämfört med åtta andra västerländska länder. Befattningssegregeringen, att män och kvinnor selekteras på olika befattningar, kan vidare förväntas förklara mer av lönegapet i länder som USA än i Sverige, eftersom löneskillnaderna är större mellan befattningar i USA. Samtidigt som löneskillnaderna inom en viss befattning är större i USA än i Sverige är sannolikt befattningssegregeringen med avseende på kön lägre i USA (Blau & Kahn, 1996, S40, Tabell 3). Detta motverkar den förra effekten och kan därmed bidra till att befattningssegregeringen minskar i betydelse som källa till lönegapet. Blau och Kahn (1997) visar detta. Trots att löneskillnaderna i USA ökat under 1990-talet, vilket allt annat lika skulle kunna förvärra kvinnors position på arbetsmarknaden, har deras ställning istället förbättrats relativt männens precis därför att könssegregeringen vad gäller befattning minskat. Kvinnor erhåller i ökad utsträckning tillgång till välavlönade befattningar. Den totala effekten av lönedifferetiering på lönegapet beror både på befattningssegregering med avseende på kön och på löneskillnader inom och mellan befattningar.

För det fjärde har jämställdhetsambitionen i Sverige varit speciellt stark med bland annat ett tydligt inflytande på den politiska agendan och med en, relativt andra länder, stor andel kvinnor i regering och på

de ledande politiska befattningarna.6 Familjepolitiken har varit framträdande vad gäller att underlätta kvinnors arbetsmarknadsförhållanden och Sverige har sedan 1970 varit mycket progressivt i utformningen av barnomsorg och föräldraförsäkring (Kamerman, 1988; 1991a; 1991b).7

Alla dessa institutionella arrangemang var i princip avsedda att och förbättra kvinnors position på arbetsmarknaden och deras förutsättningar att göra karriär. Det råder dock delade meningar om huruvida detta verkligen blivit fallet. Vissa forskare hävdar att jämställdhetslagen, den solidariska lönepolitiken och familjepolitiken haft en betydande effekt på kvinnors position på arbetsmarknaden och lönegapet mellan kvinnor och män (Gustafsson & Lantz, 1985; Löfström, 1989; 1991). Andra har däremot hävdat att exempelvis förändringar i kvinnors relativlöner inte beror på dessa institutionella förändringar och pekar istället på sådana faktorer som teknisk förändring och sammansättningen av efterfrågan på arbetskraft efter kvalifikationsnivå vilket i sin tur påverkat lönespridningen och lönegapet (se Svenssons kapitel i denna bok men även 1992, 1995).

Ta familjepolitiken som ett exempel. Den är mer utvecklad och allomfattande i Sverige än i många andra länder. Det är emellertid svårt att mäta effekterna av lagar och förordningar på kvinnors sysselsättning och karriärmöjligheter. Den direkta effekten är tydlig: det är lättare att kombinera familj och arbete när det offentliga tillhandahåller barnomsorg och då anställningen säkras under föräldraledighet (Hoem, 1992). Det kan dock finnas en indirekt effekt. Lagar och förordningar inom familjepolitiken har förändrat incitamenten för familjer att skaffa många barn. Eftersom det på marginalen inte ökar kostnaderna nämnvärt med ännu ett barn kan kvinnor komma att hamna i en situation med många barn och därmed försvåras ett aktivt deltagande på arbetsmarknaden. Sedan förändringen av den svenska föräldraledigheten 1985, 72 veckors föräldraledighet och en ersättning som uppgick till 90 procent av lönen, ökade fertiliteten i Sverige till en av de högsta i Västeuropa (Hoem, 1993). Den lägre kostnaden för att ha barn kan ha lett till ett ökat antal barn per kvinna, vilket i sin tur kan försämra kvinnors karriärmöjligheter. Det har t.o.m. hävdats att den höga ersättningsnivån vid föräldraledighet bidragit till att Sverige har en mer könssegregerad arbetsmarknad än andra länder (Stoiber, 1990; Hoem, 1995).

6 Kvinnors representation i de lagstiftande församlingarna är 38 procent högre i Sverige än i andra länder (Phillips, 1995:59).7 Sverige genomförde ett flertal förändringar i familjeförsäkringen och barnomsorgen under perioden 1970–1990. (Se Rønsen & Sundström, 1996).

4.3. Data

De lönedata vi använder omfattar lönestatistik från SAF/LO/PTKområdet insamlade och bearbetade av Svenska Arbetsgivareföreningen, SAF. Lönestatistiken har samlats in från arbetsplatser och deras personaladministrativa arkiv. Jämfört med de norska och amerikanska studierna är den svenska mer omfattande och detaljerad och innehåller information för alla arbetare och tjänstemän som arbetar inom alla branscher inom den privata sektorn inom SAF:s avtalsområde utom försäkring och bank. Medlemsföretag har lämnat information till databasen på ett enhetligt sätt sedan 1970 fram till och med 1990. Data har använts som underlag i de centrala löneförhandlingarna. Lönestatistiken anses därför vara mycket tillförlitlig och av hög kvalitet jämfört med vanliga urvalsundersökningar med individuell rapportering av lön och arbetstid.

Arbetsplatskaraktäristika inkluderar detaljerade branschkoder, antalet anställda och geografisk region. För varje anställd finns information om löneslag, utbildning, ålder, arbetstid, heltids- eller deltidsanställning, fackföreningsmedlemskap och en detaljerad beskrivning av arbetsinnehåll. Vi kommer att referera till arbetsinnehåll som befattningar även om dessa också kan beskrivas som arbetstitlar. Informationen om befattningarna, befattningskoderna, som för arbetare är branschspecifika och detaljerade, svarar mot de titlar som används i kollektivavtalen.

Befattningskoderna för tjänstemännen (BNT-koderna) är mindre detaljerade och täcker mellan 276 och 285 befattningar. I gengäld är befattningarna jämförbara över branscher. Inom varje grupp finns vidare en uppdelning med avseende på svårighet i arbetet.8 Befattningskoderna täcker nästan ett totalt befattningsspektrum inklusive chefer och experter. Toppchefer såsom verkställande direktörer och medlemmar i verkställande ledningsgrupper är inte inkluderade. En beskrivning av data återfinns i tabell 4.1.

8 BNT-koderna utvecklades redan 1955 och har sedan dess reviderats vid ett flertal tillfällen (SOU 1993:7, s. 204) Huvudsyftet med koderna var att bistå kollektivlönestatistiken, dvs. de var inte till för att sätta löner för vissa typer av arbeten eller för individer. BNT-koderna liknar de så kallade lönegradsnivåer som används i många amerikanska organisationer (Spilerman, 1986) och där en lönegradsnivå visar graden av ansvar och kvalifikationer, men utan en stark koppling till lönen.

Tabell 4.1 Beskrivning av data för arbetare och tjänstemän per år i Sverige

Antal anställda

Antal kvinnor

Antal män

Andel kvinnor (%)

Antal befattn

Antal arbetsplatser

Antal bef.-arb. pl.enhet

Antal bran.

Medell ön

Medell ön kvinnor

Medell ön män

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11

Arbetare 1990 643 349 188 540 445 809 29,7 1 849 23 544 87 640 23 64,10 58,99 67,69 1985 626 601 179 235 447 366 28,6 2 070 24 165 89 334 22 44,60 41,08 46,01 1980 676 323 185 648 490 675 27,4 2 482 24 916 95 917 22 29,15 26,70 30,07 1978 646 466 167 589 478 857 25,9 1 926 23 939 94 401 20 26,05 23,79 26,83 1975 644 540 171 183 473 357 26,6 1 832 19 290 86 227 18 19,02 17,21 19,68 1970 583 963 139 146 444 817 23,8 1 438 18 049 80 592 19 11,25 9,70 11,74

Tjänstemän 1990 391 997 135 581 256 416 34,6 280 22 031 146 940 32 92,71 74,63 102,27 1985 380 513 124 423 256 090 32,7 279 20 669 145 070 32 63,03 50,03 69,35 1980 381 702 117 798 263 904 30,9 281 19 769 148 461 31 44,06 34,56 48,30 1978 367 207 110 460 256 747 30,1 271 18 457 144 309 34 37,19 28,93 40,74 1975 351 459 100 050 251 409 28,4 345 15 894 135 340 36 29,09 21,83 31,98 1970 299 154 73 318 222 472 24,8 256 13 779 108 121 40 17,09 11,46 18,94

Notera: Tabellen läses på följande sätt. År 1990 ingår 643 349 anställda arbetare på 1 849 olika befattningar ( speciella befattningsklassificeringar inom varje avtalsområde) och på 23 544 olika arbetsplatser inom SAF:s förhandlingsområde.

Som exempel kan nämnas att för år 1990 finns information om 643 349 arbetare och 391 997 tjänstemän. Arbetarna återfinns på 1 849 olika befattningar och 23 544 arbetsplatser och på 87 640 befattnings-arbetsplatsenheter.

Lönedata är detaljerade. För varje individ finns uppgifter om lön och löneslag: ackordslön, bonus, kommissionslön m.m. Lönen för arbetare är uttryckt i timlön och för tjänstemän i månadslön. Förtjänst från övertid tas inte med. För tjänstemän beräknas timförtjänst baserad på månadslön och normal arbetstid.

Uppdelningen av lönedata på normal arbetstid och övertid är viktig men ovanlig. Uppdelningen ger nämligen mindre bias i lönedata vid studier av lönediskriminering. Män arbetar oftare övertid än kvinnor antingen på grund av skillnader i preferenser eller för att män har bättre tillgång till arbeten med övertid. Övertidsarbete är i allmänhet bättre betalt än arbete på normal arbetstid. I denna studie studerar vi löneförhållanden under normalarbetstid.

Som nämnts ovan är det ingen brist på studier som analyserar löneskillnader mellan kvinnor och män. Däremot saknas studier som studerar löneskillnader på befattning på en och samma arbetsplats (befattnings-arbetsplatsnivå). Detta är den nivå som bäst ger en entydig bild av om arbetsgivaren diskriminerar eller ej. För att

114 studera detta på rätt sätt krävs dock data som sällan är tillgängliga för forskare. Nedan summerar vi de unika egenskaperna i de data som används i denna studie.

För det första, för både arbetare och tjänstemän, innehåller databasen information om ett stort antal arbetsplatser och samtliga deras anställda, dvs. alla anställda och alla arbetsplatser som organiserades av SAF under perioden 1970–1990. Detta ger oss möjlighet att studera löneskillnader mellan och inom arbetsplatser och mellan och inom befattningar. I synnerhet kan jämförelse göras av män och kvinnor i samma typer av befattningar för olika arbetsplatser och för samma arbetsplats.

För det andra är våra lönedata av ovanligt hög kvalitet. De flesta undersökningsdata registrerar enbart månads- eller årsinkomst. I dessa fall behöver man beräkna timlönen utifrån veckoarbetstid och vanlig timarbetstid per vecka under intjänandeperioden (Stolzenberg, 1975:651–652). Detta ger ofta felkällor bland annat på grund av sammanblandning av övertid och normalarbetstid. I den svenska likaväl som i den norska och den amerikanska studien är lönedata baserade på arbetsplatsregister och innehåller inte egenrapportering som kan ge glömskefel. Föreliggande lönedata borde därför vara ovanligt tillförlitliga.

För det tredje innehåller få andra undersökningar så detaljerad information om befattningar. Databasen innehåller en befattningsklassifikation utvecklad av företag, fackföreningar och arbetsgivareföreningen. Ett arbete är vanligtvis definierat som en speciell uppgift inom ett arbetsområde inom ett speciellt företag eller arbetsplats utfört av en eller flera individer (Reskin & Hartman, 1986:9), medan befattning är en samling arbetsuppgifter. Vi använder begreppet befattning i föreliggande studie.

Det är rimligt att ställa sig frågan vad som är en ändamålsenlig nivå på detaljerade uppgifter om befattning och arbetsuppgifter. Alltför detaljerade uppgifter gör att titlarna bara blir en indikator på lönenivån.Titlarna i föreliggande data ger huvudsakligen information om arbetsinnehåll samt graden av ansvar förenat med arbetet, exempelvis om den anställda är förman eller innehar annan typ av ledarskap. Det är slutligen en fråga om omdöme när en titel är alltför finmaskigt uppdelad. Vår uppfattning är att befattningstitlarna väl svarar mot avgränsade arbetsuppgifter och att de inte är synonyma med lönenivå. Detta påstående får stöd av den statistiska beskrivningen som presenteras i sektionen om löner och befattningar nedan. Hade vi använt grövre indelning av befattningskategorier skulle lönegapet sannolikt blivit större. Men givet målet med vår analys finns det ingen grund för att använda grövre kategorier. Intentionen

bakom lika lön för lika arbete är att likar behandlas lika. Däremot gör vi inte gällande att ”olika” borde behandlas lika så länge titlarna delar upp skillnader i arbetsinnehåll och ansvar.

4.4. Metod

Att mäta kvinnors lön relativt mäns kan göras på flera sätt. Vår uppgift är att studera om enskilda arbetsgivare betalar män och kvinnor lika lön för lika arbete. Aktören som beslutar om lön är arbetsgivaren. Enskilda arbetsplatser måste således kunna indentifieras för att kunna relatera löneutfallet till en aktör.Vidare bör kvinnor och män jämföras då de utför samma typ av arbete vilket innebär att befattning är det naturliga analysobjektet. Följaktligen är den rimliga analysnivån för våra syften kvinnors relativlön på befattningsarbetsplatsnivå. Därför redovisar vi hur arbetsgivare i genomsnitt betalar män och kvinnor som arbetar inom likartade befattningar. Vi vill kunna skilja arbetsgivarnas handlingar och de anställdas handlingar åt (oavsett om inviden väljer fritt eller kanske anpassar sitt handlande till olika omständigheter såsom familjeförhållanden).

I föreliggande studie beräknas relativlönen mellan män och kvinnor på fyra olika sätt och separat för arbetare och tjänstemän.9 Vi börjar med att göra beräkningar för varje bransch, befattning och arbetsplats samt för varje befattnings-arbetsplatsenhet för kvinnors genomsnittslön som procent av männens genomsnittslön. För exempelvis varje bransch beräknar vi först genomsnittslönen för kvinnor som procent av genomsnittslönen för män där siffran 88 procent betyder att kvinnor har 88 procent av männens lön, dvs. att kvinnor i medeltal har 12 procent mindre i lön än män. Detta kan enbart göras för branscher, befattningar, arbetsplatser och befattnings-arbetsplatsnivå där både kvinnor och män arbetar, dvs. könsintegrerade arbetsplatser och befattningar.10

Den genomsnittliga löneskillnaden på befattnings-arbetsplatsnivå ger en uppskattning av omfattningen av lönediskriminering inom befattningar på samma arbetsplats. Men även lönegap inom en

9 Vi rapporterar den relativa lönen mellan män och kvinnor på olika nivåer i enlighet med Petersen & Morgan (1995, avsnitt 3). Tekniska detaljer finns redovisade i Appendix i Petersen, Meyerson & Snartland (1997).10 Så här utförs beräkningarna, exempelvis för befattnings-arbetsplatsnivå beräknas kvinnors genomsnittslön i procent av mäns genomsnittslön för varje könsintegrerad befattnings-arbetsplatsnivå. Vi beräknar medeltalet av relativa löner för alla könsintegrerade enheter för nivåerna bransch, befattning, arbetsplats och befattningsarbetsplatsnivå. Dessa beräkningar ger ett genomsnitt för relativlönen för var och en av de fyra nivåerna. Lönegapet beräknas som 100 minus relativlönen. Slutligen rapporterar vi de fyra olika nivåernas andel av totallönegapet.

116 specifik befattning på olika arbetsplatser och löneskillnader mellan arbetsplatser är intressanta eftersom de dokumenterar variationen i fördelning av män och kvinnor på befattning och arbetsplats och därmed pekar på källor till totallönegapet.11

4.5. Löner och befattningar

I Sverige och i Norge samt i många andra europeiska länder är löner inom företag rigida; till varje befattning hör ofta en speciell lön. Praxis är annorlunda i USA, där en viss befattning på en och samma arbetsplats uppvisar ett brett lönespektrum. Man kan sålunda rikta invändningar mot att vår studie fokuserar löner på befattningsarbetsplatsnivå. Det borde inte, per definition, finnas någon variation i lön: Alla erhåller samma lön på lika befattning och vår analys skulle därmed bli tautologisk.

För att bemöta denna kritik rapporterar vi lönespridningen i procent på befattnings-arbetsplatsnivå. I tabell 4.2 visar vi att det existerar stora löneskillnader på befattnings-arbetsplatsnivå i Sverige. Likartade resultat finns för Norge (Petersen m.fl., 1997). Dessa resultat visar vidare att detaljerade befattningsbeskrivningar inte är synonymt med lönenivåer och analysen nedan är således inte tautologisk.

Först beräknar vi med hur många procent den högsta lönen överstiger den lägsta på varje befattning och befattnings-arbetsplatsnivå. Därefter tar vi medeltalen i procent för alla befattningar och alla befattnings-arbetsplatsenheter. Tabell 4.2 visar en stor variation i löner inom befattningar och inom befattnings-arbetsplatsenheter. Variationen är förstås större på befattningsnivå. Variationen är större för könsintegrerade befattningar och befattnings-arbetsplatsenheter för könshomogena enheter. Spridningen är tre till tolv gånger större på befattningsnivå än på befattnings-arbetsplatsnivå. På den senare nivån, som är den mer relevanta här, är medelspridningen i procent bland arbetare 1990 20,0 procent för alla enheter och 28,0 procent för enheter som är könsintegrerade. Motsvarande för tjänstemän är 24,0 procent respektive 35,0 procent. Detta betyder att den bäst betalda

11 För tjänstemän, där vi har information om individkarakteristika, utför vi regressionsanalyser. Kontroll görs för befattnings-arbetsplatsenhet, för kön, utbildningsnivå, ålder och arbetstid: deltid eller heltid. Målet är att fastställa förändringen av lönegapet på befattnings-arbetsplatsnivå då hänsyn tas till relevanta individkarakteristika. Dessa regressionsanalyser visade sig emellertid inte bidra till någon ökad förståelse eller information. På grund av utrymmesbrist redovisar vi därför inte resultaten här utan hänvisar till dessa skattningar samt övriga tekniska detaljer i Appendix i Petersen, Meyerson & Snartland (1997).

personen i medeltal tjänade 20–35 procent mer än den lägst betalda personen, en märkvärdigt stor spridning!

Tabell 4.2 Den genomsnittliga spridning i procent av löner på befattning och befattnings-arbetsplatsenhet för alla arbetsplatser och för könsintegrerade arbetsplatser

Spridning i procent Antal enheter

Befattningar Bef.-arb.pl.enhet Befattningar Bef.-arb.pl.enhet

Alla arb.pl.

Integr. Alla Integr. Alla arb.pl.

Integr. Alla arb.pl.

Integr.

1 2 3 4 5 6 7 8

Arbetare 1990 93,96 110,06 19,94 28,10 1 728 1 202 54 933 16 704 1985 70,69 83,67 16,19 23,49 1 911 1 247 54 870 14 554 1980 80,06 110,28 17,37 25,00 2 209 1 182 59 187 14 197 1978 90,44 118,71 17,09 25,89 1 762 990 57 647 12 532 1975 146,22 208,33 27,29 42,95 1 669 936 53 517 11 436 1970 128,48 159,07 29,74 49,46 1 329 745 50 116 8 529

Tjänstemän 1990 296,41 315,85 24,14 34,71 276 251 58 341 16 416 1985 195,81 206,79 21,17 30,65 275 246 56 431 13 628 1980 204,46 222,05 20,15 29,02 276 232 56 831 11 890 1978 211,81 229,09 20,59 29,08 271 225 54 546 10 971 1975 217,24 247,67 24,49 34,58 336 263 50 612 9 907 1970 274,68 316,24 31,82 53,27 256 191 40 747 7 733

Notera: Tabellen visar lönespridningen inom befattningar för alla arbetsplatser (kolumn 1) och för alla könsintegrerade arbetsplatser (kolumn 2). Tabellen visar också lönespridningen för alla befattningsarbetsplatsenheter för alla arbetsplatser (kolumn 3) och för de könsintegrerade (kolumn 4). Beräkningarna är gjorda på följande sätt: först beräknas hur många procent den högsta lönen övers tiger den lägsta på varje befattning och vidare på varje befattning inom varje arbetsplats. Därefter beräknas medeltal i procent för alla befattningar och alla befattnings-arbetsplatsenheter. Tabellen läses: För tjänstemän år 1990 med 251 befattningar med 2 eller fler anställda och med både kvinnor och män är den genomsnittliga lönespridningen 296,41 procent.

Spridningen i lön är något högre bland tjänstemän än bland arbetare. Kanske reflekterar detta den grövre indelningen på befattningar för tjänstemänen eller kanske större flexibilitet i lön. För arbetare minskade lönespridningen på befattningsnivå från 1975 till 1985 men ökade igen mellan 1985 till 1990, då den nådde samma nivå som 1978 men fortfarande var lägre än 1970. För tjänstemän minskade spridningen på befattningsnivå under perioden 1970–1985 men ökade senare återigen och nådde 1990 samma nivå som 1970. På befattnings-arbetsplatsnivå minskade spridningen bland arbetare från 1970 till 1985 men ökade igen mellan 1985 och 1990, då den nådde en högre nivå än 1978 men lägre än 1970. För tjänstemän minskade lönespridningen på denna nivå från 1970 till 1980 men ökade 1985

118 till 1990 då den nådde en högre nivå än 1975 men lägre än 1970. För båda grupperna och på båda nivåerna minskade lönespridningen för att sedan öka. Som redan nämnts reflekterar detta sannolikt upplösningen av det centrala avtalssystemet och därmed den solidariska lönepolitikens minskade betydelse från och med 1983.

4.6. Lönegapet

Tidigare forskning har visat att medellönen för kvinnor är 25,0 procent lägre än för män i Sverige (se bl.a. SOU 1993; Chen & Edin, 1994; Westergård-Nielsen, 1996). Våra data uppvisar en likartad nivå på lönegapet för anställda i den privata sektorn. Kvinnor tjänade 1990 i medeltal 12,8 procent respektive 27,8 procent mindre än män bland arbetare respektive tjänstemän (se tabellerna 4.3 och 4.4).

För arbetare finns för 1990 tre intressanta resultat i tabell 4.3. Det första resultatet är att löneskillnaden mellan en kvinna och en man som arbetade på likartad befattning och för samma arbetsgivare var 1,4 procent. Det andra resultatet är att befattningssegregeringen är mer betydelsefull för lönegapets storlek än vad arbetsplatssegregeringen är, men inte mycket. På befattningsnivån var lönegapet 3,39 procent och på arbetsplatsnivå var det 4,16 procent, vilket också måste betraktas som små skillnader. Befattningssegregeringen förklarar 73,6 procent av lönegapet medan arbetsplatssegregeringen förklarar 67,6 procent. Detta betyder att om kvinnor och män fördelades på ett likartat sätt på befattningar minskar totallönegapet från 12,8 procent till 3,4 procent. Om kvinnor och män fördelas lika på arbetsplatser minskar totallönegapet till 4,2 procent. Det låga gapet på arbetsplatsnivå och den relativt höga andelen av lönegapet som härrör från arbetsplatssegregation kan förklaras av den mycket detaljerade nivån som definierar befattning för arbetare.

Tabell 4.3 Kvinnors lön relativt mäns för arbetare

Kvinnors lön rel. mäns (%)

Förklara d andel

(%)

Standard avvikelse

Min. Max. Totalt antal

Antal kvinnor

Antal män

År

1 2 3 4 5

6 7 8

1990 Tot. lönegap 87,16

643 349 188 540 445 809

Bransch 90,10 22,9 4,22 80,95 95,59 22 188 540 442 289 Befattning 96,61 73,6 8,77 55,37 171,80 1 202 188 117 415 201 Arbetsplats 95,84 67,6 12,46 24,27 189,23 9 808 177 323 333 895 Bef.-Arbpl. 98,63 89,3 9,72 35,19 224,13 16 704 153 375 220 454

1985 Tot. lönegap 89,28

626 601 179 235 447 366

Bransch 90,40 10,5 5,75 71,77 96,47 21 179 235 443 466 Befattning 97,05 72,5 7,42 49,62 138,55 1 247 178 460 407 099 Arbetsplats 95,88 61,6 11,03 34,48 206,56 9 353 165 884 325 987 Bef.-Arbpl. 99,07 91,3 8,91 31,05 226,66 14 554 138 063 202 572

1980 Tot. lönegap 88,78

676 323 185 648 490 675

Bransch 89,32 4,8 5,59 73,73 95,45 20 185 648 484 193 Befattning 96,01 64,4 8,55 66,53 232,98 1 182 184 355 433 273 Arbetsplats 94,16 48,0 11,47 36,17 380,37 9 257 170 800 350 908 Bef.-Arbpl. 98,24 84,3 9,51 31,24 341,50 14 197 136 757 211 518

1978 Tot. lönegap 88,67

646 466 167 589 478 857

Bransch 88,45 - 7,75 63,34 95,53 19 167 589 475 750 Befattning 96,23 66,7 8,58 63,74 172,90 990 166 308 415 470 Arbetsplats 93,97 46,8 12,58 28,44 693,29 8 738 154 074 334 167 Bef.-Arbpl. 98,05 82,8 9,27 38,55 334,51 12 532 118 961 193 142

1975 Tot. lönegap 87,45

644 540 171 189 473 357

Bransch 87,72 2,2 6,60 70,88 94,75 17 171 183 470 229 Befattning 94,44 55,7 11,96 44,63 202,92 936 169 293 428 611 Arbetsplats 90,19 21,8 13,23 17,35 341,85 7 505 159 245 347 673 Bef.-Arbpl. 96,76 74,2 12,72 17,27 553,84 11 436 120 344 196 814

1970 Tot. lönegap 82,61

583 963 139 146 444 817

Bransch 81,71 - 8,41 61,46 80,70 19 139 146 444 817 Befattning 92,48 56,8 11,16 54,68 149,94 745 137 076 392 644 Arbetsplats 86,57 22,8 15,74 14,53 243,38 6 044 127 044 293 349 Bef.-Arbpl. 94,91 70,7 14,96 38,24 268,15 8 529 89 768 150 766

Notera: Kolumn 1 visar medellön för kvinnor som procent av medellön för män på de olika nivåerna, totallön, bransch, befattning, arbetsplats, befattnings-arbetsplatsnivå. I kolumn 2 ger raderna den procentuella andelen av totallönegapet som kan förklaras av bransch, befattning, arbetsplats och befattnings-arbetsplatsenhet. Kolumn 5–6 ger standardavvikelser, min- och maxvärden för de data som används för beräkningarna i kolumn 1. Kolumn 6 ger det totala antalet anställda per år. Raderna 2–5 ger antalet könsintegrerade enheter, d.v.s. där både kvinnor och män arbetar. Kolumn 7 visar antalet kvinnor och män som ligger till grund för beräkningarna av procentandelarna i kolumn 1.

Tabell 4.4 Kvinnors lön relativt mäns för tjänstemän

Kvinnors lön rel. mäns

(%)

Förklara d andel

(%)

Standard avvikelse

Min. Max. Totalt antal

Antal kvinnor

Antal män

År

1 2 3 4 5

6 7 8

1990 Tot. lönegap 72,97

391 997 135 574 256 398

Bransch 72,97 -3,91 63,29 85,04 32 135 574 256 398 Befattning 93,24 75,0 8,00 46,12 147,30 251 135 567 254 361 Arbetsplats 75,43 9,1 15,11 27,45 258,60 15 002 130 274 246 355 Bef.-Arbpl. 95,00 81,5 13,93 21,86 256,40 16 416 52 157 92 606

1985 Tot. lönegap 72,14

380 513 124 422 256 090

Bransch 73,55 5,1 3,57 66,99 81,33 32 124 422 256 090 Befattning 93,91 78,1 7,78 61,16 134,60 246 124 375 252 956 Arbetsplats 75,70 12,8 13,76 24,43 180,10 13 767 119 888 244 856 Bef.-Arbpl. 95,49 83,8 13,03 14,15 219,90 13 628 41 384 77 172

1980 Tot. lönegap 71,56

381 702 117 783 263 894

Bransch 73,41 6,5 4,45 65,11 84,43 31 117 783 263 894 Befattning 93,10 75,7 8,19 25,91 117,30 232 117 774 257 335 Arbetsplats 75,58 14,1 13,04 28,63 221,00 13 319 114 234 252 338 Bef.-Arbpl. 95,51 84,2 12,59 28,63 216,10 11 887 35 744 66 594

1978 Tot. lönegap 71,01

367 207 110 741 257 492

Bransch 72,73 5,9 3,87 65,30 83,91 34 110 741 257 492 Befattning 92,64 74,6 7,53 52,79 121,10 225 110 741 247 167 Arbetsplats 74,57 12,3 13,02 24,80 250,00 12 263 107 654 244 926 Bef.-Arbpl. 95,97 86,1 13,06 26,70 234,80 10 970 33 431 59 271

1975 Tot. lönegap 68,26

351 459 101 184 255 304

Bransch 70,57 7,3 4,43 53,89 77,20 36 101 184 255 304 Befattning 92,07 75,0 9,22 41,19 131,60 263 101 125 247 031 Arbetsplats 71,96 11,7 13,64 21,04 263,80 10 901 98 317 242 336 Bef.-Arbpl. 94,61 83,0 14,82 32,36 246,40 9 896 30 262 55 593

1970 Tot. lönegap 60,94

299 154 72 217 222 103

Bransch 62,92 5,1 3,98 53,52 74,35 40 72 217 222 103 Befattning 89,35 72,7 11,15 50,58 140,20 191 72 217 206 587 Arbetsplats 62,56 4,1 15,41 15,89 212,10 8 605 70 765 209 628 Bef.-Arbpl. 89,85 74,0 18,60 37,06 272,20 7 646 28 230 41 866

Se not till tabell 4.3

Det tredje resultatet är att lönegapet på befattningsnivå är mycket litet, mindre än 4 procent. Detta visar att lönenivån inom en befattning är lika fördelad över företagen så att även om män och

kvinnor är olika fördelade på arbetsplatser leder detta inte till stora lönegap så länge likartade befattningar jämförs.

Resultaten för tjänstemän redovisas i tabell 4.4 som visar att för året 1990 uppgick lönegapet på befattnings-arbetsplatsnivå till 5,0 procent, vilket skall jämföras med totallönegapet på 27,0 procent. Gapet är större än för arbetare. Men befattningsklassificeringen för tjänstemän är grövre än för arbetare och innehåller enbart 276 befattningar över hela befattningsspektrat för alla olika branscher. Vi får därmed en överskattning av det faktiska gapet på befattningsarbetsplatsnivå. För tjänstemän är befattningssegregeringen viktigare än för arbetare, medan arbetsplatssegregeringen är relativt oväsentlig. Lönegapet på befattningsnivå är på 7,0 procent. Dessa resultat kan tolkas som att om kvinnor och män fördelades på ett likartat sätt på befattningar skulle totallönegapet minska från 27,0 procent till 6,8 procent. Och skulle kvinnor och män på samma arbetsplats fördelas på ett likartat sätt på befattning minskar totallönegapet till 5,0 procent.

Slutsatsen är att direktlönediskriminering, olika betalt för lika jobb och för samma arbetsgivare, inte är den centrala drivande faktorn bakom löneskillnader mellan kvinnor och män.

4.7. Förändring över tiden

Utifrån vårt datamaterial kan vi beräkna jämförbara lönegap för de fem undersökta åren, nämligen 1970, 1975, 1978, 1980 1985 och 1990. För arbetare har den stora förändringen av lönegapet på befattnings-arbetsplatsnivå inträffat mellan 1970 och 1978; gapet minskade då från 5,0 procent till det nuvarande 1,5 procent (se tabell 4.3). Detsamma gäller för tjänstemännen där den stora förändringen inträffade mellan åren 1970 och 1975, från 10,0 till 5,0 procent (se tabell 4.4). I båda fallen intraffade således förändringarna innan jämställdhetslagen trädde i kraft.

Lönegapet på arbetsplatsnivå och befattningsnivå minskade drastiskt mellan 1970 och 1990. För arbetare gick det ner från 13,4 till 4,2 procent på arbetsplatsnivå och från 7,5 till 3,4 procent på befattningsnivå. För tjänstemän minskade gapet från 38,4 till 24,6 procent på arbetsplatsnivå och från 10,6 till 6,8 procent på befattningsnivå.

4.8. Jämförelse med USA och Norge

Lönegapet på befattnings-arbetsplatsnivå är ungefär detsamma för arbetare i USA och Sverige medan det är något större för tjänstemän i Sverige (Petersen & Morgan, 1995). De tre huvudresultaten för

122 Sverige överensstämmer med de för Norge, men med något mindre lönegap i Sverige (Meyerson & Petersen, 1997). Likheterna med resultaten för USA är förvånande, eftersom lönesättningen är mer flexibel där än i länder som Norge och Sverige. Detta kan bero på en rad olika faktorer. En förklaring kan vara olikheter i befattningsklassifikationen för de olika länderna, där Sveriges och även Norges klassifikation baseras på grövre kategorier vilket i sin tur leder till större lönegap. En annan kan vara att det amerikanska datamaterialet innehåller ett mindre spektrum av befattningar än det norska och det svenska: lönegapen kan vara något större i chefs- och expertbefattningar och dessa ingår i det svenska och norska men inte i samma utsträckning i det amerikanska datamaterialet. Den amerikanska databasen består av ett begränsat urval befattningskategorier. En tredje faktor kan vara att jämställdhetslagen i USA har varit i bruk under en längre tid än i de nordiska länderna vilket givit USA ett försprång. Slutligen kan en orsak vara skillnader i det legala systemet och den legala kulturen i de tre länderna, där medborgarna i USA är mer benägna att lösa tvister inför domstol än de svenska. Arbetsgivare utsätts därmed för större risk att bli ställda inför rätta och är därför mer på sin vakt mot beteende som kan uppfattas som diskriminerande. Men kanske än mer betydelsefullt är att rättstvister som gäller principen lika lön för lika arbete i Sverige och Norge enbart kan initieras av enskilda individer. I USA däremot är en viss andel av fallen så kallade gruppmål (grupp action suit) som omfattar en stor grupp av anställda (Rhoads, 1993). Även om antalet gruppmål som för närvarande är inlämnade till domstol gått ner från 1 106 för år 1975 till enbart 51 för år 1989 (Donohue & Spiegelman, 1991:1019) var målen viktiga under den period (1974–1983) som undersöktes av Petersen och Morgan. Det juridiska institutionella systemet i USA som skapar ett juridiskt klimat med risker för att bli åtalad, dömd och behöva betala stora skadestånd gör att arbetsgivare har starka skäl att begränsa diskriminerande handlingar. I kontrast till USA hade Sverige enbart ett domstolsfall rörande direktlönediskriminering i Arbetsdomstolen under perioden 1980–1991 (SOU 1993:7, s. 49). Eftersom lönegapet på befattnings-arbetsplatsnivå är litet i de tre undersökta länderna är direktlönediskriminering ingen tungt vägande faktor bakom löneskillnader mellan kvinnor och män i dessa länder. Resultaten tyder på att jämställdhetslagarna i dessa tre länder varit mer en symbol än de facto haft ett inflytande på etablerandet av praktiken ”lika lön för lika jobb”. Detta gäller sannolikt för många andra länder i Europa: direktlönediskrimineringen har ringa betydelse.

Befattningssegregeringen har större betydelse för lönegapet i Sverige än i Norge och USA. Detta är förvånande, eftersom löneskillnader mellan befattningar är betydligt större i USA. Men där finns två motverkande effekter. En är att befattningssegregeringen är betydligt mindre i USA än i de nordiska länderna. Trots att löneskillnaderna ökade i USA under denna tidsperiod minskade löneskillnaderna mellan kvinnor och män. Detta inträffade därför att kvinnorna förbättrade sina positioner relativt till männen i befattningshierarkin och fick tillgång till väl betalda jobb på arbetsmarknaden (Blau & Kahn, 1997). Den minskade befattningssegregeringen i USA minskade i sin tur betydelsen av befattning för att förklara lönegapet mellan kvinnor och män. En annan motverkande effekt är att löneskillnader inom befattningar är högre i USA, vilket minskar den relativa betydelsen av löneskillnader mellan befattningar.

Även om datamaterialen för USA, Norge och Sverige inte är helt överensstämmande kan vi ändå jämföra resultaten från de tre länderna rörande den relativa betydelsen av arbetsplatssegregering jämfört med befattningssegregering som källa till totallönegapet.

Gruppen arbetare i de svenska och norska datamaterialen är lika gruppen arbetare i de elva verkstadsindustrier som användes i analyserna i den amerikanska studien. I Sverige förklaras lönegapet till 73,6 procent av befattningssegregeringen och 67,6 procent av arbetsplatssegregeringen medan siffrorna för Norge är 45,8 procent och 22,1 procent samt för USA 47,4 procent och 27,0 procent. I alla tre länderna är segregering vad gäller befattningar mer betydelsefull för lönegapet än arbetsplatssegregering men den senare är viktigare i Sverige än i de andra två länderna. För tjänstemän är situationen likartad i de tre länderna. Befattningssegregeringen förklarar huvuddelen av lönegapet och arbetsplatssegregeringen mycket lite. Även här förklarar arbetsplatssegregering något mer i Sverige och Norge än i USA. I alla tre länder ger en omfördelning av män och kvinnor på befattningar en större förändring av totallönegapet än en omfördelning på arbetsplatser. Bland tjänstemän i Sverige 1990 skulle totallönegapet minska från 27,0 procent till 6,6 procent med en omfördelning på befattningar men bara till 24,6 procent med en omfördelning på arbetsplatser.

Vi är förvånade över likheterna mellan de tre länderna och över att arbetsplatssegregeringen tycks ha lika stort eller större inflytande på totallönegapet i Sverige och Norge som i USA. Låt oss reflektera något över detta.

Sverige och Norge är jämlika samhällen. Stora löneskillnader mellan enskilda företag och branscher i ekonomin ses inte med blida ögon och regeringarna kan till och med blanda sig i när vissa

124 branscher eller företag går alltför långt utanför ramarna. Under sådana institutionella arrangemang skulle man förvänta sig att arbetsplatssegregeringen är betydligt mindre viktig för lönegapet mellan kvinnor och män i Sverige och Norge än i USA där förhållandena är annorlunda. Detta finner vi dock inte. Det som driver lönegapet är i alla de tre länderna befattningssegregering. Ironiskt nog, finner vi samma relativa betydelse för befattningssegregeringen och arbetplatssegregeringen i de tre länderna. I Sverige och Norge är detta förmodligen en del av ett samhälleligt koordinerat samförstånd om att försöka minimera löneskillnader mellan arbetsplatser och befattningar och i USA orsakas utfallet av konkurrens på arbetsmarknaden.

4.9. Implikationer

Förändringar över tiden av de olika nivåerna på lönegapen ger skäl till att spekulera kring de institutionella förhållandenas betydelse för lönegapen. Vad som är mest slående är stabiliteten under åren, speciellt efter 1978, för lönegapet på de olika nivåerna: bransch, befattning, arbetsplats och befattnings-arbetsplatsenhet. Huvudförändringen i lönegapet skedde mellan 1970, 1975 och 1978 för både tjänstemän och arbetare. Förändringen inträffade således före jämställdhetslagen 1979 och många av de genomgripande förändringarna i familjelagstiftning och familjepolitik. Lagstiftningen har kanske spelat en viss roll men den har kanske överdrivits. Minst lika viktig om inte viktigare har sannolikt företeelser som fackföreningarnas och SAFs överenskommelser om könens likabehandling varit, vilka startade redan omkring 1960 för arbetare och stärktes för tjänstemän 1974 (Svensson, 1995:127–28). Vidare kan skatteförändringar ha påverkat tidpunkten för lönegapens förändring. Exempelvis infördes särbeskattningen under första hälften av 1970-talet.

Kanske lika överraskande är det att den ökade lönedifferentiering, som inträffade under andra hälften av 1980-talet verkar ha haft liten eller ingen effekt på lönegapen. Totallönegapet för arbetare har ökat med 1,5 procent från 1980–1990 medan totallönegapet för tjänstemän har minskat under samma tid. Men på befattnings-arbetsplatsnivå är gapen helt opåverkade av den ökade lönedifferentieringen. Löneskillnader per se verkar med andra ord inte vara ett hot mot kvinnors relativa ekonomiska position så länge som befattnings- och arbetsplatssegregeringen minskar. I Sverige har ökade löneskillnader kompenserats med att befattningssegregeringen minskat. Och i USA har den mer än kompenserat för ökade löneskillnader under samma tidsperiod (Blau & Kahn, 1997). Utan sådan motverkande effekter

kommer dock ökade löneskillnader att ha klara negativa effekter på totallönegapet mellan kvinnor och män.

Implikationerna av våra resultat är entydiga. Framtida forskning liksom jämställdhetspolitiken bör fokusera mindre på studier av och policyinsatser mot direktlönediskriminering och mer på könsskillnader vad gäller tillgång på befattningar och tillträdet till arbetsplatser. Analyser av skillnader i tillgång på befattningar kräver att rekryteringsprocesser fokuseras och att frågor av följande slag formuleras: Vem får, respektive får inte erbjudanden och under vilka förhållanden och omständigheter sker detta, processer som knappast alls studerats (Granovetter, 1995; 1974; Collinson, Knights & Collinson, 1990). Analyser av befordringsprocesser är mer utvecklade (Spilerman, 1986; Rosenfeld, 1992), men har hittills inte studerats med hjälp av tillräckligt omfattande datamaterial. Värderingsdiskriminering är därmed mer studerad (England, 1992).

Dessa två former av diskriminering, fördelningsdiskriminering och värderingsdiskriminering, är komplicerade forskningsområden, men det är samtidigt där som kunskaps- och policyvinsterna idag kan hämtas.

Litteraturförteckning

Birkelund, G. (1992) ”Stratification and Wages”, Acta Sociologica, Vol. 35, No. 1,

s. 46–62.

Blau, R.D. & Kahn, L. (1996) ”Wage Structure and Gender Earnings Differentials:

an International Comparison”, Economica,Vol. 63 (Supplement) S29–S62.

Blau, R.D. & Kahn, L. (1997) ”Swimming Upstream: Trends in the Wage Gender

Wage Differentials in the 1980s”, Journal of Labor Economics, Vol.15, No.1, s.1–42.

Chen, T. & Edin, P.-A. (1994) ”Gender Wage Differentials, Discrimination and

Work Effort Across Methods of Pay” i Pay, Productivity, and Policy. Essays on

Wage Behavior in Sweden. Holmlund, B. (red.). Stockholm: Trade Union

Institute for Economic Research.

Collinson, D.L., Knights, D. & Collinson, M. (1990) Managing to Discriminate.

London: Routledge.

Donohue III, J.J. & Spiegelman, P. (1991) ”The Changing Nature of Employment

Discrimination Litigation”, Stanford Law Review, Vol, 43, No. 5, s. 983–1033.

Edin, P.-A. (1993) ”Swimming With the Tide: Solidarity Wage Policy and The

Gender Earnings Gap”, opublicerat manuskript, Nationalekonomiska Institutionen, Uppsala universitet.

Ellis, E. (1991) European Community Sex Equality Law . Oxford: Oxford University

Press.

England, P. (1992) Comparable Worth: Theories and Evidence. Hawthorne, NY:

Aldine de Gruyter.

Esping-Andersen, G. (1985) Politics Against Markets. The Social Democratic Road

to Power. Princeton NJ: Princeton University Press.

Fritzell, J. (1991) Icke av marknaden allena: Inkomstfördelningen i Sverige .

Stockholm, Sverige: Almqvist & Wiksell International.

Granovetter, M. (1995; 1974) Getting a Job. A Study of Contacts and Careers .

2nd ed. Chicago: University of Chicago Press.

Gustafsson, S. & Lantz, P. (1985) Arbete och löner. Ekonomiska teorier och fakta

kring skillnader mellan kvinnor och män. IUI och ALC. Stockholm, Sweden.

Hoem, B. (1992) ”The Compatibility of Employment and Childbearing in

Contemporary Sweden”, Acta Scoiologica, Vol. 36, No. 2, s. 101–120.

Hoem, J.M. (1993) ”Public Policy as the Fuel of Fertility: Effects of Policy Reform

on the Pace of Childbearing in Sweden in the 1980s”, Acta Sociologica, Vol. 36, No. 1, s. 19–31.

Hoem, J. M. (1995) ”The Way to the Gender-Segregated Swedish Labor Market” i

Gender and Family Change in Industrialized Countries. Mason, K.M. & Jen-

sen, A.M. (red.). Oxford: Oxford University Press.

Kamerman, S. B. (1988) ”Maternity and Parenting Beneftis: An International

Overview” i The Parental Leave Crises. Ziegler, E.F. & Frank, M. (red.). New Haven, CT: Yale University Press.

Kamerman, S. B. (1991a) ”Parental Leave and Infant Care: U.S. and International

Trends and Issues 1978–1988” i The Parental Leave and Child Care. Hyde, J.S. & Essex, M.J. (red.). Philadelfia PA: Temple University Press

Kamerman, S.B. (1991b) ”Child Care Policies and Programs: An International

Overview”, Journal of Social Issues, Vol. 47, No. 2, s. 179–196.

Löfström, Å. (1989) Diskriminering på svensk arbetmarknad. En analys av

löneskillnader mellan kvinnor och män. Doktorsavhandling, Nationalekono-

miska institutionen, Umeå universitet.

Löfström, Å. (1991) ”Kvinnors löner i industrien. Den solidariska lönepolitikens

effekter”, Arbetarhistoria, Vol. 15, No. 56–57, s. 38–41.

Meyerson, E.M. & Petersen, T. (1997) ”Olika betalt för lika arbete – en myt?”

Ekonomiska Samfundets Tidskrift, Nr. 1, s. 39–49.

NOU 1997 Stillingsvurdering for å oppnå likelon . Norges Offentlige Utredninger

1997:10.

OECD (1995) Income Distribution in OECD Countries: Evidence from Luxembourg

Income Study. OECD Social Policy Studies No.18. Utarbetad av A.B. Atkinson,

A.B., Rainwater, L. & Smeeding, T.M. Paris: OECD.

Petersen, T. & Morgan, L. (1995) ”Separate and Unequal: Occupation-Establishment

Sex Segregation and the Gender Wage Gap”, American Journal of Sociology, Vol. 101, No. 2, s. 329–365.

Petersen, T., Meyerson E.M. & Snartland, V. (1997 ) The Within Job Wage Gap,

Sweden 1970–1990. Working paper No 470. IUI, Stockholm.

Petersen, T., Snartland, V., Becken L.E. & Modesta Olsen K. (1997) ”Within-Job

Wage Discrimination and the Gender Wage Gap. The Case of Norway”. utkommer under 1997 i European Sociological Review.

Phillips, A. (1995) The Politics of Presence. Oxford: Oxford University Press. Reskin, B.F. & Hartman, H.I. (1986) (red.) Women’s Work, Mens’s Work: Sex

Segregation on the Job. Washington D.C.: National Academy Press.

Rhoads, S. E. (1993) Incomparable Worth. Pay Equity Meets the Market.

Cambridge: Cambridge University Press.

Rønsen, M. & Sundström, M. (1996) ”Maternal Employment in Scandinavia. A

Comparison of the After-Birth Employment Activity of Norwegian and Swedish Women”, Journal of Population Economics, Vol. 9, No. 3, s. 267–85.

Rosenfeld, R.A. (1992) ”Job Mobility and Career Processes”, Annual Review of

Sociology, No. 18, s. 39–61.

SOU 1993:7 Löneskillnader och lönediskriminering. Om kvinnor och män på

arbetsmarknaden. Stockholm: Allmänna förlaget.

Spilerman, S. (1986) ”Organizational Rules and the Features of Work Careers”,

Research in Social Stratification and Mobility, Vol. 5, s. 41–102.

Stoiber, S. A. (1990) ”Family Leave Entitlements in Europe: Lessons for the United

States”, Compensation & Benefits Management, Vol. 6, No. 2, s. 111–116.

Stolzenberg, R. (1975) ”Occupations. Labor Markets and the Process of Wage

Attainment”, American Sociological Review, Vol. 40, No. 5, s. 645–55.

Svensson, L. (1992) ”Vad betyder lönepolitiken för kvinnolönerna”, Ekonomisk

Debatt, Årgång 20, nr 7, s. 535–545.

Svensson, L. (1995) Closing the Gender Gap Determinants of Change in the

Female-to-Male Blue Collar Wage Rates in Swedish Manufacturing 1913– 1990. Lund: Ekonomisk Historiska Föreningen. Vol. 71.

Treiman, D.J. & Hartmann, H.I. (1981) (red.) Women Work and Wages: Equal Pay

for Jobs of Equal Value. Washington D.C.: National Academy Press.

Verba, S., Kelman S., Orren G.R., Miyake, I., Watanuki, J., Kabashima, I. & Ferree,

G.D. Jr. (1987) Elites and the Idea of Equality. A Comparison of Japan, Sw e-

den and the United States. Cambridge, MA: Harvard University Press.

Westergård-Nielsen, Niels (1996) (red.) ”Wage Differentials in the Nordic

Countries” i The Nordic Labour Markets in the 1990’s , E. Wadensjö (red.), Amsterdam: North-Holland.

5. Individ- och yrkesskillnader mellan kvinnor och män: Hur påverkar de lönen?

MAHMOOD A

RAI

& ANNA T

HOURSIE

5.1. Inledning

Studier som kartlägger i vilken mån könsmässiga löneskillnader beror på diskriminering kan delas in i två huvudtyper. Den första typen är inriktad på att undersöka löneskillnader mellan könen som en funktion dels av produktivitetsrelaterade individegenskaper (t.ex. utbildningsnivå och arbetslivserfarenhet), dels av jobbrelaterade egenskaper (t.ex. smutsigt arbete och obekväma arbetstider). Den oförklarade delen av löneskillnaden som kvarstår efter det att man kontrollerat för dessa egenskaper hänförs vanligen, helt eller delvis, till diskriminering. Denna typ av studier tar vanligtvis inte hänsyn till att kvinnor och män ofta arbetar inom skilda yrkesgrupper. Ett alternativ är att inkludera variabler som indikerar vilken yrkesgrupp individen tillhör. Problemet blir då att löneskillnader som beror på yrkesgruppstillhörighet ses som ”förklarade”, på samma sätt som löneskillnader beroende på t.ex. olika lång arbetslivserfarenhet.

Den andra typen av studier fokuserar på löneeffekter av olikheter i den könsmässiga yrkesfördelningen men kontrollerar endast för genomsnittliga skillnader mellan könen vad avser individuella produktivitetsrelaterade (och ibland jobbrelaterade) egenskaper. En nackdel med detta tillvägagångssätt är att information om könsmässiga skillnader gällande spridningen av variabelvärden, som t.ex. utbildningsnivå och arbetslivserfarenhet, då inte kan användas. Det kan exempelvis vara så att kvinnor har en betydligt större variation i arbetslivserfarenhet; vissa kvinnor har långa föräldraledigheter under det att andra inte har det. Kvinnor utan långa föräldraledigheter har då ungefär samma mängd arbetslivserfarenhet som de flesta män – men detta tar inte ovanstående tillvägagångssätt hänsyn till när löneskillnaderna skattas.

5.2. Syfte

Syftet med denna studie är att kombinera de båda ovanstående infallsvinklarna: (i) att studera löneeffekter av olikheter i yrkesfördelningen, samt (ii) att studera löneskillnader mellan könen som en funktion av produktivitetsrelaterade individegenskaper och av jobbrelaterade egenskaper. Vi gör detta genom att undersöka hur löneskillnaderna mellan könen sett ut om kvinnor, dels valde eller fick tillträde till olika yrkesgrupper på samma sätt som män,1 dels erhöll kompensation för produktivitetsrelaterade individegenskaper och jobbrelaterade egenskaper på samma vis som män. Detta tillvägagångssätt ger oss möjligheten att dekomponera den sammanlagda löneskillnaden mellan kvinnor och män i ”förklarade” och ”oförklarade” andelar på ett sätt som är nytt vad gäller Sverige. De andelar som erhålls är dels baserade på de löneskillnader som skulle råda, givet att vi konstanthåller för yrkesfördelningen mellan könen (”inomyrkes-löneskillnader”), dels baserade på hur ”förklarade” och ”oförklarade” skillnader i den könsmässiga yrkesfördelningen påverkar den sammanlagda löneskillnaden mellan kvinnor och män (”mellanyrkes-löneskillnader”).

Liknande internationella studier har gjorts av Brown m.fl. (1980) och Miller (1987). Brown m.fl. använder amerikanska data från perioden 1966–19712 under det att Miller baserar sin studie på brittiska data från 1980.3 Brown m.fl. studerar horisontell yrkessegregering under det att yrkesindelningen i Miller är vertikal. Resultaten i de båda studierna tyder på att kvinnor och män med identiskt antal utbildningsår och år med arbetslivserfarenhet systematiskt väljer eller ges tillträde till olika yrkesgrupper. Vidare tyder resultaten i de båda studierna på att den största delen av löneskillnaderna mellan kvinnor och män uppstår på grund av att kvinnor har lägre löner än män inom samma yrkesgrupp snarare än att de yrkesgrupper där kvinnor är i majoritet har lägre löner. Frågan är vilka resultat som skulle erhållas från en liknande studie på mer aktuella data. Andelen kvinnor på arbetsmarknaden har ju ökat betydligt, både i USA och i Storbritannien, sedan dessa undersökningar gjordes. Vi känner inte till några motsvarande studier på svenska data.

Resterande del av kapitlet är upplagt som följer. Först kommer en teoriöversikt av olika källor till lönediskriminering mellan könen. Efter detta kommenteras vissa empiriska studier, dels sådana som

1 Det skall noteras att detta jämförande tillvägagångssätt inte bygger på någon underförstådd uppfattning om att männens yrkesfördelning är ”bättre” än kvinnornas.2 National Longitudinal Survey, se Brown m.fl. (1980).3 General Household Survey 1980, se Miller (1987).

130 gjorts på svenska data, dels vissa internationella jämförande undersökningar. Sedan redogörs kortfattat för de data och metoder som vi använt i denna studie. Efter detta presenteras och tolkas analysresultaten och vissa slutsatser presenteras.

5.3. Olika källor till lönediskriminering mellan könen

Könsmässig diskriminering som orsakar löneskillnader kan ha olika ursprung. Diskriminering mellan olika grupper av arbetssökande kan förekomma då arbetsgivaren har felaktig eller ofullständig information om de arbetssökandes individuella produktivitet och det är förenat med kostnader att inhämta denna information (anställningsintervjuer, att ta referenser från olika håll, provanställning etc.) I dessa fall är det tänkbart att arbetsgivaren försöker fastställa den sannolika produktiviteten hos en arbetssökande genom att utgå från en – korrekt eller inkorrekt – uppfattning om produktiviteten hos den

grupp av individer som den arbetssökande tillhör (t.ex. ”kvinnor med

små barn”). Ett sådant förfaringssätt kan förklaras med att arbetsgivaren vill fatta ett bra anställningsbeslut till lägsta möjliga rekryteringskostnad. Kanske arbetsgivaren antar att det är kvinnan som har huvudansvaret för barnuppfostran och hushållsarbete, och att hon därför inte kommer att kunna vara lika fokuserad på arbetet. Detta antagande kan ha saklig grund på gruppnivå men gäller inte alla individer i gruppen. En sådan uppfattning kan baseras på det faktum att kvinnor oftare än män jobbar deltid eller gör avbrott i sitt förvärvsarbete. Att utgå från gruppegenskaper när det är kostsamt att fastställa den arbetssökandes individuella produktivitet är diskriminerande eftersom en del individer i den aktuella gruppen kan ha högre produktivitet än de som slutligen anställs. Denna form av diskriminering, som har sina rötter i ofullständig eller felaktig information – men inte i att arbetsgivaren i grund och botten är ovillig att anställa människor ur vissa grupper – behandlas i ekonomisk teori under begreppet ”statistisk” diskriminering.4

Det grundläggande antagandet i teorier om statistisk diskriminering är således baserat på att arbetsgivaren vill fatta ett för denne ekonomiskt gynnsamt rekryteringsbeslut givet lägsta möjliga anställningskostnad (eller risktagande för felrekrytering). Därmed skiljer sig denna typ av diskriminering från att arbetsgivaren inte vill att kvinnor ska anställas på grund av att de har en ”smak” för

4 Se t.ex. Lundahl & Wadensjö (1984).

diskriminering (eng. ”taste for discrimination”5) av kvinnor. Diskriminering baserad på ”smak” för diskriminering kan leda till löneskillnader mellan män och kvinnor men också till segregering – den diskriminerade gruppen anställs av företag som inte diskriminerar. En sådan benägenhet att diskriminera kan också finnas hos arbetstagare eller konsumenter av de varor och tjänster som produceras. Detta kan också leda till segregering – olika grupper arbetar på olika arbetsplatser.

En invändning mot den förklaring enligt vilken löneskillnader beror på ”smak” för diskriminering är att den inte är långsiktigt hållbar i en neo-klassisk ekonomisk modell med många vinstmaximerande företag. Å andra sidan kan diskriminering på grund av ”smak” vara bestående när perfekt konkurrens inte råder utan arbetstillfällen istället är ransonerade.6

Verkliga skillnader i produktivitet mellan könen (som alltså i sin tur leder till löneskillnader) kan bero på diskriminering. I detta fall existerar diskriminering om kvinnor inte har tillträde i samma utsträckning som män till produktivitetshöjande aktiviteter som utbildning (såväl reguljär utbildning som vidareutbildning på jobbet). En annan möjlighet är att kvinnor i sina utbildningsbeslut räknar med en hög risk att bli diskriminerade på arbetsmarknaden eller att de kommer att ha långa förvärvsavbrott (och kanske sedan bli diskriminerade på grund av detta). I sådana fall kommer investeringar i utbildning att ge en sämre avkastning för dem än för män. I enlighet med den s.k. ”humankapitalteorins” resonemang7 innebär detta att lönsamheten för kvinnor av utbildningsinvesteringar sjunker, och därmed sjunker också omfattningen av dessa investeringar.

Det finns ytterligare mekanismer som kan medverka till löneskillnader mellan könen. Ett exempel är en ”anhopning” (eng. ”crowding”) av kvinnor i vissa yrken. Denna anhopning kan ha flera orsaker. En faktor som gör att kvinnor anhopas i vissa speciella yrkesgrupper är om kvinnor, på grund av diskriminering, inte får tillträde till olika yrken i samma utsträckning som män. Anhopningen av kvinnor i en viss yrkesgrupp innebär således att utbudet av arbetskraft riktat mot denna typ av yrken ökar. Detta verkar i sin tur nedpressande på lönerna. Innebörden av ”anhopningshypotesen” är att en person – kvinna eller man – som arbetar i en yrkesgrupp som är

5 Modeller som bygger på ”smak” eller ”preferenser” för diskriminering härstammar från Becker (1957).6 En förklaring till att arbetstillfällen kan vara ransonerade ges av den s.k. effektivitetslöneteorin, se t.ex. Weiss (1991).7 Se t.ex. Becker (1964).

132 dominerad av kvinnor, tjänar mindre jämfört med vad denna person skulle tjäna i ett jobb där kvinnor inte utgör en stor majoritet.

Att ha huvudansvar för hem och barn kan innebära en rent geografisk begränsning av arbetsutbudet, t.ex. blir det svårt att kombinera detta ansvar med ett långt avstånd till arbetet. Kvinnor kan, i större utsträckning än män, ta hänsyn till detta när de gör sina yrkesval. De kan även välja yrken där längre perioder av en lösare anknytning till arbetsmarknaden inte ”straffar sig”. Av sådana skäl kan kvinnor tänkas vara mindre lättrörliga än män till andra yrkesgrupper. Detta innebär att kvinnors arbetsutbud blir mindre lönekänsligt (mindre ”löneelastiskt”) än mäns arbetsutbud. Om det på en sådan (del)arbetsmarknad (lokalt eller yrkesgruppsmässigt) finns en enda arbetsgivare råder s.k. ”monopson” – en generell beteckning på en marknadssituation med en enda köpare. En monopsonarbetsgivare som vinstmaximerar kommer att erbjuda lägre löner till den arbetskraft som har ett mindre lönekänsligt arbetsutbud. En annan möjlighet – om arbetsgivaren av olika skäl är förhindrad att öppet lönediskriminera mellan olika grupper och om den andel av arbetskraften som har ett mer lönekänsligt arbetsutbud är liten – är att betala en lägre lön även till den mindre andel av arbetskraften vars arbetsutbud är mer löneelastiskt. Istället räknar arbetsgivaren med att ta de något ökade nyanställningskostnader som uppkommer då personer som har ett mer lönekänsligt arbetsutbud troligen inte stannar särskilt länge i det lägre avlönade yrket.

Ovanstående mekanismer kan alltså leda till att kvinnor och män med identiska individegenskaper får olika löner i identiska jobb eller att de segregeras i olika yrkesgrupper och därmed erhåller olika lön.

5.4. Tidigare studier på svenska data samt jämförande internationella studier

Resultaten i SOU 1993:7 (Löneskillnadsutredningen), Jonung (1993), och Jonung & Persson (1990) visar att det råder en utbredd könssegregering på den svenska arbetsmarknaden.8 Palme & Wright (1992) och le Grand (1991) använder urval från Levnadsnivåundersökningen 19819 för att undersöka i vilken utsträckning löneskillnaderna mellan kvinnor och män kan ”förklaras” av skillnader i förvärvat humankapital och i arbetsmiljöfaktorer. Båda studierna finner att merparten av

8 En genomgång av olika ekonomiska teorier som förklarar yrkessegregering mellan kvinnor och män återfinns i Jonung (1996).9 Levnadsnivåundersökningen (LNU) är en svensk paneldatabas i vilken det finns uppgifter om individers levnadsförhållanden under en längre tid, se t.ex. Fritzell & Lundberg (1994).

löneskillnaderna mellan könen inte kan förklaras av sådana variabler. Edin (1992) och Richardson (1997) finner, på basis av urval från Levnadsnivåundersökningarna, att löneskillnaderna mellan kvinnor och män minskade under perioden 1968–1981. Den största delen av denna minskning kan hänföras till en minskning av det ”oförklarade” lönegapet.

Svensson (1990) har ett mer långsiktigt perspektiv och finner att bransch-specifika minskade lönegap mellan könen i tillverkningsindustrin under perioden 1913–1990 till stor del kan förklaras av rena utbuds- och efterfrågefaktorer, och att inflytandet från fackföreningarnas lönepolitiska strävanden kan ha haft mindre betydelse.10Zetterberg (1994) finner att de könsmässiga löneskillnaderna under 1970- och 80-talen var mindre inom den offentliga sektorn än inom den privata. Under 1980-talets andra hälft, då de institutionella villkoren för lönesättning inom den offentliga sektorn blev mer lika de i den privata sektorn, utvecklades dock de könsmässiga löneskillnaderna på liknande sätt i de båda sektorerna.

Löfström (1989) använder ett urval från Hushållens ekonomiska levnadsförhållanden 198411 för att studera löneskillnader mellan kvinnor och män. Separata löneskattningar för kvinnor och män indikerar att kvinnor erhåller lägre avkastning på utbildning och arbetslivserfarenhet samt att förekomst av barn har en större negativ effekt på kvinnors löner än på mäns. Löfström (1993) testar ”anhopningshypotesen”, att en hög andel kvinnor i ett yrke verkar nedpressande på lönen, genom att använda en datamängd från en mindre kommun i Mellansverige. Resultaten indikerar att det föreligger ett negativt samband mellan andelen kvinnor i yrket och lönenivån. Denna löneeffekt är signifikant negativ för både män och kvinnor – men den negativa effekten är större för män.

Meyerson & Petersen (1997) använder lönestatistik från SAF/LO/ PTK-områdena (vilka omfattar cirka 60 procent av alla privatanställda i Sverige) under perioden 1970–1990 för att undersöka löneskillnader mellan kvinnor och män.12 De gör inga skattningar utan jämför kvinnors och mäns gruppvisa medellöner. De finner att den viktigaste förklaringen till löneskillnader mellan könen är att män arbetar på höglönebefattningar och på höglönearbetsplatser och kvinnor på låglönebefattningar och på låglönearbetsplatser. Eftersom syftet med

10 Se också Svenssons kapitel i denna volym.11Hushållens ekonomiska levnadsförhållanden (HUS) är också en svensk paneldatabas i vilken det finns uppgifter om individers levnadsförhållanden under en längre tid, se t.ex. Klevmarken & Olofsson (1993).12 En utförligare version återfinns i Petersen m.fl. (1996). Se även Meyersons & Petersens kapitel i denna volym.

134 deras studie – att undersöka ”vilken typ av mekanismer som ansvarar för det totala lönegapet mellan svenska kvinnor och män”13 – ligger nära vår problemformulering, finns det anledning att kommentera studien närmare. En viss kritik kan riktas mot valet av statistikkälla. SAF/LO/ PTK-statistiken är fördelad på ett synnerligen stort antal lönekategorier, särskilt på arbetarsidan. Meyerson & Petersen använder denna fördelning som en befattningsindelning. Antalet lönekategorier var 1 849 och 280 på arbetar- respektive tjänstemannasidan 1990. Statistiken omfattade 643 349 arbetare och 391 997 tjänstemän 1990. Detta ger i genomsnitt 348 arbetare och 1 400 tjänstemän per lönekategori 1990. Särskilt på arbetarsidan kan dessa lönekategorier ha beteckningar som inte är befattningsanknutna, t.ex. ”grupp 1”, ”grupp 2”, osv. Under perioden 1970–1990, utgjorde dessa uppgifter underlag för de centrala löneförhandlingarna. I de påföljande lokala förhandlingarna var det, i synnerhet på arbetarsidan, vanligt att lönehöjningar bestämdes kategorivis, t.ex. ”’grupp 1’ skall ha x procent och ’grupp 2’ skall ha y procent i lönepåslag.” Det finns således anledning att tro att dessa lönekategorier, särskilt på arbetarsidan, inte reflekterade befattningstillhörighet utan var en ren löneadministrativ indelning. Vidare är det problematiskt att tolka genomsnittliga löneskillnader mellan två grupper om fördelningen är extremt skev (t.ex. två kvinnor och hundratals män) vilket troligen är fallet i ett antal kategorier i Meyersons & Petersens studie.

Internationella jämförelser ger vid handen att skillnaden mellan kvinnors och mäns löner är mindre i Sverige än i många andra länder. Asplund m.fl. (1996) jämför löneskillnaderna mellan kvinnor och män i Danmark, Finland, Norge och Sverige. I alla fyra länder är de totala, könsspecifika löneskillnaderna relativt låga men ”the level of discrimination” – tolkad som olikheter i avkastning på t.ex. utbildning och arbetslivserfarenhet – är lägst i Sverige. Asplund m.fl. framhåller den högre graden av centralisering i löneförhandlingarna i Sverige (jämfört med de övriga nordiska länderna vilka i och för sig också har en centraliserad struktur) som en möjlig orsak till detta, genom att denna skapar en mer sammanpressad lönestruktur. Blau & Kahn (1992; 1996) undersöker löneskillnader mellan kvinnor och män i ett antal länder, bl.a. i Sverige. De finner att den totala lönestrukturen är av stor betydelse för de könsspecifika löneskillnaderna. I USA har den högre lönespridningen en mycket stor betydelse för löneskillnaderna mellan könen. Om USA hade en lika sammanpressad lönestruktur som den i Sverige eller Australien – de länder som har de minsta könsspecifika löneskillnaderna enligt studierna – så skulle

13 Meyerson & Petersen (1997), s. 17–18.

löneskillnaderna mellan amerikanska kvinnor och män vara ungefär desamma som de mellan kvinnor och män i dessa båda länder.

5.5. Metod

Analysen i vår studie sker i följande steg: I steg ett skattas en ekvation på ett urval av män för att bestämma individuella sannolikheter för dem att hamna i olika yrkesgrupper. Sedan används kvinnornas data, tillsammans med de koefficienter som skattats för männen, för att prediktera individuella sannolikheter för kvinnorna att hamna i olika yrkesgrupper. Slutligen summeras dessa sannolikheter för att beräkna en simulerad fördelning av yrkesgrupper för kvinnor. Denna fördelning beskriver andelar kvinnor i olika yrkesgrupper om

kvinnor valde eller hade tillgång till olika yrkesgrupper på samma sätt som män.

I steg två skattas yrkesgruppsspecifika löneekvationer för män, där olika typer av produktivitetsrelaterade individegenskaper och jobbegenskaper ingår som förklarande variabler. Sedan används kvinnornas data, tillsammans med de koefficienter som skattats för männen, för att prediktera kvinnornas lön i respektive yrkesgrupp. Dessa simulerade löner beskriver de löner kvinnor skulle ha om de

erhöll samma kompensation för produktivitetsrelaterade individegenskaper och för jobbrelaterade egenskaper som män. De simulerade

kvinnolönerna vägs sedan ihop – med yrkesgruppsandelarna i den simulerade yrkesfördelningen som vikter – för att erhålla den sammanlagda löneskillnad mellan könen som skulle kvarstå, om kvinnor valde eller fick tillträde till olika yrkesgrupper på samma sätt som män, och om kvinnor kompenserades på samma vis som män för sina produktivitetsrelaterade individegenskaper och jobbrelaterade egenskaper.

Med denna uppdelning som grund kan vi dekomponera löneskillnaden mellan kvinnor och män i fyra delar.14 I de båda första komponenterna konstanthåller vi för könsmässiga skillnader i yrkesfördelning. I de båda sista komponenterna inkluderar vi löneeffekter av att kvinnor och män är fördelade på olika yrken. Komponenterna är följande:

1) den del av löneskillnaden som kan hänföras till observerade olikheter i kvinnors och mäns individ- och jobbrelaterade egenskaper, d.v.s. den ”förklarade” löneskillnaden givet att vi konstanthåller för könsmässiga skillnader i yrkesfördelningen;

14 Denna dekomponeringsteknik föreslås av Brown m.fl. (1980) och är en vidareutveckling av en konventionell lönedekomponeringsmetod, se Oaxaca (1973).

136 2) den del av löneskillnaden som kan hänföras till att kvinnor och män erhåller olika kompensation för (identiska) individ- och jobbrelaterade egenskaper, d.v.s. den ”oförklarade” löneskillnaden, givet att vi konstanthåller för könsmässiga skillnader i yrkesfördelningen;

3) den del av löneskillnaden som kan hänföras till den ”förklarade” yrkessegregeringen, d.v.s. till den yrkessegregering som kan ”förklaras” av observerade olikheter mellan kvinnor och män vad avser individegenskaper och vissa bakgrundsfaktorer;

4) den del av löneskillnaden som kan hänföras till den ”oförklarade” yrkessegregeringen, d.v.s. till den yrkessegregering som inte kan ”förklaras” av observerade olikheter mellan kvinnor och män vad avser individegenskaper och vissa bakgrundsfaktorer.

I analysens första steg, när vi undersöker hur yrkesgruppsfördelningen mellan könen sett ut om kvinnor valde eller fick tillträde till olika yrkesgrupper på samma sätt som män, använder vi två typer av klassificeringar, dels ”Nordisk yrkesklassificering” (fortsättningsvis förkortad NYK), dels ”Socio-ekonomisk indelning” (fortsättningsvis förkortad SEI).15

En grundläggande skillnad mellan dessa båda klassificeringar är att de yrkesgrupper som klassificerats enligt SEI-koderna går att rangordna inbördes, från lägre till högre. Någon sådan rangordning är inte möjlig vad gäller yrkesgrupperna som klassificerats enligt NYKkoderna. Rangordning enligt SEI-koderna avser att spegla samhällets skiktning, inte bara med utgångspunkt från centrala levnadsnivåvariabler som lön, utbildning, etc. utan även andra variabler används för att beskriva hur ”resurser, livsvillkor och livschanser är förbundna med individernas ställning i produktionsprocessen och arbetslivet samt eventuella förändringar över tiden i dessa avseenden.”16

Vi använder yrkesgrupperingen enligt NYK för att studera förekomsten av horisontell yrkessegregering. Yrkesgrupperingen enligt SEI använder vi för att studera förekomsten av vertikal yrkessegregering. I appendix A.1 samt A.2 återfinns en beskrivning över vilka NYK- respektive SEI-koder som ingår i de nio respektive sex olika yrkesgrupperna i denna studie.

I analysens första steg använder vi en ”multinomial logit” modell17för att skatta sannolikheten för män att hamna i de olika yrkesgrupper

15 Se SCB (1989) för en detaljerad förteckning av hur dessa klassificeringssystem är uppbyggda.16 Andersson m.fl. (1981), s. 122.17 Denna metod finns närmare beskriven i t.ex. Greene (1997). Det bör nämnas att denna metod förutsätter att observationerna är oberoende inom och mellan cellerna (”independence of irrelevant alternatives”).

som klassificerats med hjälp av NYK. Vi gör motsvarande analys för de yrkesgrupper som klassificerats med hjälp av SEI – vilka alltså kan rangordnas inbördes – med hjälp av en s.k. ”ordered probit” modell.18Den senare typen av modell använder även den information som ges av att de olika yrkesgrupperna kan rangordnas inbördes.

Vi adderar stegvis olika förklarande variabler i dessa modeller. Variabler som faderns och moderns utbildningsnivå samt deras medborgarskap och om individen växt upp i en storstadsmiljö antas spegla faktorer som (redan i tidig ålder) har en påverkan på individens (framtida) val av yrke. Vad som är orsak respektive verkan i samspelet mellan individens antal år i utbildning och dennes yrkesval är svårare att reda ut. Samma frågeställning rör förhållandet mellan antal småbarn i hushållet och individens yrkesval. Vi har dock valt att använda dessa båda variabler som förklarande variabler i modellen. Vidare har vi använt oss av två förklarande variabler vilka anger i vilken grad individen uppger att hon eller han har mentala eller fysiska besvär. Eftersom kausaliteten mellan yrkesval och grad av mentala eller fysiska besvär också är svårutredd kan samma invändning riktas mot inkluderandet av dessa båda variabler. Vårt syfte är dock inte att undersöka kausaliteten mellan yrkesval och ovanstående variabler utan vi vill simulera hur yrkesfördelningen sett ut om kvinnor – givet sina observerade värden på ovanstående variabler – valde eller fick tillträde till vissa yrken på samma sätt som män. Därför anser vi att (det stegvisa) inkluderandet av ovanstående variabler är befogat.

Vi beräknar vidare två ”segregeringsindex”. En segregeringsindex är beräknat på den faktiska yrkesfördelningen för kvinnor (både den NYK- respektive den SEI-kodade), och anger hur stor andel av kvinnorna som skulle behöva byta yrke för att kvinnorna skulle få samma yrkesfördelning som männen. En annan segregeringsindex är beräknat på den simulerade yrkesfördelningen för kvinnor (både den NYK- respektive den SEI-kodade), och anger hur stor andel av kvinnorna som skulle behöva byta yrke givet att kvinnorna valde eller

fick tillträde till olika yrkesgrupper på samma sätt som män för att

kvinnorna skulle få samma yrkesfördelning som männen. Den senare segregeringsindexen fångar således enbart de effekter som kommer sig av att kvinnor och män har olika värden på de förklarande variablerna. Båda index antar värdet 0 vid identiska yrkesfördelningar mellan könen och 1 vid fullständig yrkessegregering mellan könen.

I analysens andra steg, när vi skattar yrkes- och könsspecifika löneekvationer, använder vi oss av följande variabler för att fånga

18 Även denna metod finns närmare beskriven i t.ex. Greene (1997).

138 produktivitetsrelaterade individegenskaper:19 antal år i utbildning, antal år med arbetslivserfarenhet (här inkluderar vi även en kvadratisk term för att fånga effekterna av att en individ kan få avkastning för varje ytterligare år med arbetslivserfarenhet men att storleken på denna avkastning kan bli mindre med tiden) samt antal anställningsår hos nuvarande arbetsgivare. Den sista termen avser att fånga löneeffekter av s.k. senioritet, att ju längre man arbetat på en arbetsplats, desto mer s.k. företagsspecifikt humankapital har man ackumulerat. Till dessa produktivitetsrelaterade individvariabler lägger vi jobbrelaterade variabler som indikerar om individen arbetar obekväma arbetstider eller deltid,20 om hon eller han har möjlighet att arbeta flextid, om övertidsersättning eller olika former av ackord förekommer, om arbetet är jäktigt, smutsigt, fysiskt eller psykiskt ansträngande eller innebär kontakt med giftiga ämnen.

5.6. Datakälla och beskrivande statistik

Vi använder ett urval från Levnadsnivåundersökningen för 1981 respektive 1991. Urvalet inkluderar förvärvsarbetande21 individer i åldrarna 17–63 år. Antalet individer i urvalet från 1981 och 1991 uppgår till 3 118 (varav 1 522 kvinnor och 1 596 män) respektive 2 988 (varav 1 545 kvinnor och 1 443 män).

I tabellerna 5.1 t.o.m. 5.4 återges de olika yrkesgrupperna, enligt NYK- och SEI-klassificeringarna, för åren 1981 respektive 1991, tillsammans med uppgifter om antal observationer, andel kvinnor i respektive grupp samt gruppvisa urvalsmedelvärden på vissa centrala variabler: timlön, antal utbildningsår och år med arbetslivserfarenhet samt antal år hos nuvarande arbetsgivare (”senioritet”). I Appendix A.1 och A.2 återfinns mer detaljerad information om vilka NYKrespektive SEI-koder som ingår i de olika yrkesgrupperna.

Såsom synes i tabellerna 5.1 och 5.3 är könsfördelningen som mest skev i de NYK-kodade yrkesgrupperna ”Tekniskt, medicinskt och naturvetenskapligt arbete”, ”Tillverkningsarbete” samt ”Hälsooch sjukvårdsarbete”. I de båda förra grupperna är männen den allra största gruppen; i den sista gruppen är kvinnoandelen som störst.

19 Se Mincer (1974).20 Motiveringen till att vi inkluderar deltid som en förklarande variabel är att den variabel i vårt urval som anger antal år med arbetslivserfarenhet inte skiljer mellan ”heltidsår” och ”deltidsår”. Den som arbetat, säg fem år på deltid, har egentligen kortare arbetslivserfarenhet än den som arbetat heltid motsvarande tid. Att inkludera en variabel som anger deltid är ett sätt att försöka korrigera denna brist.21 De individer som arbetar inom följande näringsgrenar (kodade enligt SNI, svensk näringsgrensindelning) är exkluderade från urvalet: jord- och skogsbruk samt fiske (SNI 11, 12 och 13).

Givet att vi vill göra könsspecifika skattningar utan att få statistiska problem22 går dessa yrkesgrupper knappast att dela upp ytterligare. Vi ser också att det inte är några stora skillnader mellan kvinnor och män vad gäller utbildningens längd inom de olika yrkesgrupperna. Män hade vanligtvis en något högre senioritet 1981 men denna differens hade försvunnit 1991. Den stora skillnaden är att kvinnors arbetslivserfarenhet är betydligt kortare än männens i de flesta yrkesgrupper – men differensen minskade mellan 1981 och 1991.

Tabell 5.1 Urvalsmedelvärden, etc. per yrkesgrupp, baserad e på kodning enligt NYK (Nordisk yrkesklassificering), Levnadsnivåundersökningen 1981.

Yrkesgrupper, NYK-kodade

Antal obs.

Andel

K

Timlön,

kr

Utbildning,

år

Arbetslivserfare

nhet,

år

Anställningsår hos

nuvarande arbetsgivare

(senioritet)

Alla K M Alla K M Alla K M Alla K M

Tekniskt, medicinskt och naturvetenskapligt arbete

269 0,14 46 38 48 12 12 12 20 13 21 11 8 12

Samhällsvetenskapligt, humanistiskt, konstnärligt, militärt och kvalificerat administrativt arbete

232 0,32 49 41 52 13 14 13 18 14 20 11 8 12

Pedagogiskt arbete 218 0,63 44 42 48 15 14 16 14 14 14 9 9 8 Hälso- och sjukvårdsarbete

330 0,89 34 34 36 11 11 13 13 13 9 7 7 6

Kameralt och kontorstekniskt arbete

430 0,79 35 33 41 11 10 11 18 17 22 10 9 12

Kommersiellt arbete 202 0,53 39 31 49 10 9 11 19 17 21 9 8 11 Transport- och kommunikationsarbete

188 0,29 37 33 38 9 10 9 21 17 22 11 10 11

Servicearbete 427 0,79 30 30 33 9 9 9 17 16 21 6 6 7 Tillverkningsarbete 822 0,17 35 31 36 9 8 9 20 16 21 9 8 9

Totalt 3118 0,49 37 33 41 10 10 11 18 15 20 9 8 10

22 Om antalet observationer är litet uppkommer vissa statistiska problem vid skattningar eftersom antalet s.k. frihetsgrader då också blir litet.

Tabell 5.2 Urvalsmedelvärden, etc. per yrkesgrupp, baserad e på kodning enligt SEI (Socio-ekonomisk indelning), Levnadsnivåundersökningen 1981.

Yrkesgrupper, SEI-kodade

Antal obs.

Andel

K

Timlön,

kr

Utbildning,

år

Arbetslivserfare

nhet,

år

Anställningsår hos

nuvarande

arbetsgivare

(senioritet)

Alla K M Alla K M Alla K M Alla K M

Okvalificerade arbetare

1039 0,61 32 30 34 9 9 9 17 15 19 7 7 8

Kvalificerade arbetare 601 0,23 36 33 37 10 10 9 19 14 20 9 7 10 Okvalificerade tjänstemän

325 0,65 33 31 37 9 10 9 20 17 26 10 8 13

Lägre tjänstemän 400 0,60 37 35 42 11 11 11 18 16 22 10 10 12 Tjänstemän på medelnivå

427 0,52 42 38 46 13 13 12 17 14 19 10 9 11

Högre tjänstemän 311 0,24 56 50 58 15 16 15 18 14 19 11 9 11

Totalt 3103 0,49 37 33 41 10 10 11 18 15 20 9 8 10

Anm. Resterande 15 individer i urvalet för 1981 (3118–3103) tillhör gruppen ”Övriga”, se Appendix A.2.

Tabell 5.3 Urvalsmedelvärden, etc. per yrkesgrupp, baserad e på kodning enligt NYK (Nordisk yrkesklassificering), Levnadsnivåundersökningen 1991.

Yrkesgrupper, NYK-kodade

Antal obs.

Andel

K

Timlön,

kr

Utbildning,

år

Arbetslivserfare

nhet,

år

Anställningsår hos

nuvarande

arbetsgivare

(senioritet)

Alla K M Alla K M Alla K M Alla K M

Tekniskt, medicinskt och naturvetenskapligt arbete

265 0,18 97 81 101 13 14 13 20 16 21 12 10 12

Samhällsvetenskapligt, humanistiskt, konstnärligt, militärt och kvalificerat administrativt arbete

343 0,46 96 84 106 14 14 14 18 17 20 11 10 11

Pedagogiskt arbete 214 0,67 88 83 98 15 15 16 19 18 20 12 12 12 Hälso- och sjukvårdsarbete

298 0,88 75 74 82 12 12 13 16 16 18 10 11 9

Kameralt och kontorstekniskt arbete

384 0,82 74 71 86 11 11 11 19 19 22 11 11 13

Kommersiellt arbete 207 0,48 87 71 101 11 11 11 18 15 21 8 7 9 Transport- och kommunikationsarbete

197 0,34 75 71 77 10 11 10 20 17 22 10 9 11

Servicearbete 455 0,77 64 62 71 10 10 10 16 16 16 7 8 7 Tillverkningsarbete 625 0,16 77 63 79 10 10 10 18 15 19 9 8 9 Totalt 2988 0,52 80 72 88 12 12 12 18 17 20 10 10 10

Tabell 5.4 Urvalsmedelvärden, etc. per yrkesgrupp, baserad e på kodning enligt SEI (Socio-ekonomisk indelning), Levnadsnivåundersökningen 1991.

Yrkesgrupper, SEI-kodade

Antal obs.

Andel

K

Timlön,

kr

Utbildning,

år

Arbetslivserfare

nhet,

år

Anställningsår hos

nuvarande

arbetsgivare

(senioritet)

Alla K M Alla K M Alla K M Alla K M

Okvalificerade arbetare

881 0,59 66 63 71 10 10 10 17 16 17 8 8 8

Kvalificerade arbetare 575 0,31 77 68 82 11 11 10 18 14 19 9 9 10 Okvalificerade tjänstemän

252 0,67 71 68 77 10 10 11 20 19 22 10 10 12

Lägre tjänstemän 379 0,63 79 74 87 12 12 11 20 19 23 13 12 13 Tjänstemän på medelnivå

489 0,60 85 80 92 13 13 13 18 17 19 11 11 11

Högre tjänstemän 400 0,34 113 95 121 15 16 15 19 16 21 11 9 11

Totalt

2976 0,52 80 72 88 12 12 12 18 17 20 10 10 10

Anm. Resterande 12 individer i urvalet för 1991 (2 988–2 976) tillhör gruppen ”Övriga”, se Appendix A.2.

Vi ser att de grupper där löneskillnaderna mellan könen är som störst oftast är de grupper där männen utgör en dominerande andel. I gruppen ”Tekniskt, medicinskt och naturvetenskapligt arbete”, där männen utgör cirka 80–85 procent, tjänar män i genomsnitt 25–26 procent mer än kvinnor. Män och kvinnor i denna yrkesgrupp har ungefär lika långa utbildningar men männen har längre arbetslivserfarenhet och högre senioritet. Ett liknande mönster kan vi se i gruppen ”Tillverkningsarbete”, där andelen kvinnor är lägre än 20 procent. Undantaget är gruppen ”Samhällsvetenskapligt, humanistiskt, konstnärligt, militärt samt kvalificerat administrativt arbete”, som är den mest heterogena gruppen vad gäller sammansättningen av yrken. Det är den grupp där andelen kvinnor ökat kraftigast mellan 1981 och 1991. Löneskillnaderna mellan könen för båda åren ligger kring 26– 27 procent.

Könsfördelningen i de SEI-kodade yrkesgrupperna är något mindre skev än i de NYK-kodade yrkesgrupperna, se tabellerna 5.2 och 5.4. Noterbart är dock att kvinnoandelen för både år 1981 och 1991 är markant lägre, såväl i den ”högsta” arbetargruppen (”Kvalificerade arbetare”) som i den ”högsta” tjänstemannagruppen (”Högre tjänstemän”). Vidare är medellönen (beräknat på båda könen) något högre för ”Kvalificerade arbetare” än för ”Okvalificerade tjänstemän” (både 1981 och 1991), trots att gruppen ”Okvalificerade tjänstemän” är högre rankad på SEI-skalan. Till största delen kommer sig denna löneskillnad – i alla fall rent beräkningstekniskt – av att andelen kvinnor är låg bland ”Kvalificerade arbetare” men hög bland ”Okvalificerade tjänstemän”; att kvinnliga ”Okvalificerade tjänste-

142 män” tjänar mindre än manliga ”Okvalificerade tjänstemän” och manliga ”Kvalificerade arbetare” (och 1981 även mindre än kvinnliga ”Okvalificerade arbetare”, 1991 var lönen för dessa båda grupper lika). Vi ser också att i de grupper där andelen kvinnor ökat mest mellan 1981 och 1991, ”Högre tjänstemän” och ”Kvalificerade arbetare”, har också männens löner relativt kvinnornas ökat mest.

Sammantaget, under perioden 1981–1991 har kvinnorna som helhet ”hunnit ikapp” männen både vad avser utbildningens längd samt senioritet. Skillnaden i arbetslivserfarenhet har under samma period krympt från cirka fem år till cirka tre år. Löneskillnaderna är däremot nästan konstanta; enbart en liten minskning kan skönjas. 1981 tjänade kvinnorna i genomsnitt 20 procent mindre än männen. Motsvarande löneskillnad 1991 var 18 procent.

5.7. Analys av horisontell och vertikal yrkessegregering mellan kvinnor och män

För att undersöka graden av horisontell respektive vertikal yrkesseg-

regering, som inte beror på olika värden för kvinnor och män på

respektive bakgrundsvariabler, jämför vi skillnader i den faktiska andelen kvinnor och män i de olika NYK- respektive SEI-kodade yrkesgrupperna och andelen kvinnor i de olika yrkesgrupperna, om kvinnor valde eller fick tillträde till dessa på samma sätt som män (den simulerade andelen), se tabellerna 5.5 och 5.6. De resultat vi erhåller genom att korskorrelera de i modellerna erhållna sannolikheterna att hamna i de olika yrkesgrupperna tyder på att den absolut viktigaste bakgrundsfaktorn för yrkesvalet – för såväl män som för kvinnor – är faderns utbildning.23 Adderandet av ytterligare förklarande variabler förändrar inte de skattade sannolikheterna nämnvärt. För enkelhetens skull visar vi i tabellerna 5.5 och 5.6 resultaten av modellen där de förklarande variablerna är faderns utbildningslängd, längd på egen utbildning samt egen arbetslivserfarenhet. Dessa är uppmätta i antal år.

Vad gäller graden av horisontell yrkessegregering, om kvinnor valde eller selekterades till yrken på samma sätt som män, så skulle andelen kvinnor falla kraftigt i ”Hälso- och sjukvårdsarbete”, ”Kameralt och kontorstekniskt arbete” samt ”Servicearbete”. Däremot skulle andelen kvinnor stiga markant i ”Tekniskt, medicinskt, naturvetenskapligt arbete”. I övriga sektorer skulle förändringarna vara av mindre storlek.

23 Tabeller med korskorrelationer är ej inkluderade här utan kan erhållas från författarna.

Tabell 5.5 Faktiska yrkesandelar enligt NYK (Nordisk yrkesklassificering) för män respektive kvinnor samt simulerade yrkesandelar för kvinnor (d.v.s. om kvinnor valde eller gavs tillträde till yrkesgrupper på samma vis som män).

1981

1991

Yrkesgrupper,NYK-kodade Andel

män

Andel

kvinnor

Simulerad

andel

kvinnor

Andel

män

Andel

kvinnor

Simulerad

andel

kvinnor

Tekniskt, medicinskt och naturvetenskapligt arbete

0,15 0,02 0,14 0,15 0,03 0,15

Samhällsvetenskapligt, humanistiskt, konstnärligt, militärt och kvalificerat administrativt arbete

0,10 0,05 0,09 0,13 0,10 0,13

Pedagogiskt arbete

0,05 0,09 0,04 0,05 0,09 0,04

Hälso- och sjukvårdsarbete 0,02 0,19 0,02 0,02 0,17 0,02 Kameralt och kontorstekniskt arbete

0,06 0,22 0,06 0,05 0,20 0,05

Kommersiellt arbete

0,06 0,07 0,06 0,07 0,06 0,08

Transport- och kommunikationsarbete

0,08 0,04 0,09 0,09 0,04 0,09

Servicearbete

0,05 0,22 0,06 0,07 0,23 0,07

Tillverkningsarbete

0,43 0,09 0,44 0,36 0,06 0,37

En segregeringsindex – som är beräknad på den faktiska horisontella yrkesfördelningen för kvinnor – beräknas till 0,56 och 0,50 för 1981 respektive 1991. Detta förefaller vara jämförbart med förhållandena i övriga OECD-länderna.24 Den horisontella segregeringen har alltså minskat något under 1980-talet. En segregeringsindex – som är beräknad på den simulerade horisontella yrkesfördelningen för kvinnor – beräknas till 0,02 och 0,01 för 1981 respektive 1991, vilket indikerar praktiskt taget ingen segregering alls. Vi tolkar detta som att den faktiska horisontella segregering vi observerar är oberoende av bakgrundsvariabler som föräldrars utbildning, utbildningens längd och antal yrkesverksamma år.25

Vad gäller graden av vertikal yrkessegregering, om kvinnor valde eller selekterades till yrken på samma sätt som män, så skulle andelen kvinnor stiga markant bland ”Kvalificerade arbetare”. Andelen kvinnor skulle vidare öka bland ”Högre tjänstemän” men falla bland

24 Se Rubery m.fl. (1997).25 Genom att använda antal år på arbetsmarknaden som mått på erfarenhet, överskattar vi antagligen kvinnors arbetsmarknadserfarenhet eftersom kvinnor i större utsträckning arbetar deltid. En justering av antal förvärvsår med hjälp av skillnader i kvinnors och männens arbetsutbud skulle antagligen öka den simulerade segregeringen något men knappast nämnvärt, eftersom denna variabel inte har en stor betydelse i predikteringen av yrkesval.

144 ”Okvalificerade tjänstemän” och ”Okvalificerade arbetare”. Andelen kvinnor skulle också falla bland ”Lägre tjänstemän” och ”Tjänstemän på medelnivå”.

Tabell 5.6 Faktiska yrkesandelar enligt SEI (Socio-ekonomisk indelning) för män respektive kvinnor samt simulerad yrkesandel för kvi nnor (d.v.s. om kvinnor valde eller gavs tillträde till yrkesgrupper på samma vis som män).

1981

1991

Yrkesgrupper, SEI-kodade Andel

män

Andel

kvinnor

Simulerad

andel

kvinnor

Andel

män

Andel

kvinnor

Simulerad

andel

kvinnor

Okvalificerade arbetare 0,25 0,42 0,33 0,25 0,34 0,28 Kvalificerade arbetare 0,29 0,09 0,29 0,27 0,11 0,27 Okvalificerade tjänstemän 0,07 0,14 0,07 0,06 0,11 0,06 Lägre tjänstemän 0,10 0,16 0,10 0,10 0,16 0,10 Tjänstemän på medelnivå 0,13 0,15 0,11 0,14 0,19 0,13

Högre tjänstemän

0,15 0,05 0,10 0,18 0,09 0,15

En segregeringsindex – som är beräknad på den faktiska vertikala yrkesfördelningen för kvinnor – beräknas till 0,30 och 0,25 for 1981 respektive 1991. Den vertikala segregeringen har i likhet med den horisontella minskat under 1980-talet. Index för den vertikala segregeringen uppvisar lägre värden än motsvarande för den horisontella segregeringen. Det beror sannolikt på att vi har färre grupper i den vertikala klassificeringen samt att de högst rankade SEIgrupperna – där segregeringen är som störst – innehåller lägst antal anställda. Beräknar vi en index på basis av den vertikala simulerade segregeringen erhåller vi låga värden: 0,07 för 1981 respektive 0,03 för 1991.

Eftersom resultaten tyder på att mäns och kvinnors olika yrkesval inte förklaras nämnvärt av utbildningens längd och antal år i förvärvsarbete, bör skillnaderna sökas på annat håll. Att män i större utsträckning än kvinnor finns i tekniska arbeten och industriarbetarjobb under det att kvinnor är vanligare i vård och serviceyrken tyder på att den största skillnaden ligger i val av utbildningstyp. Om den dominerande anledningen till segregering är val av utbildningstyp, borde vi emellertid observera en betydligt lägre segregering i den vertikala dimensionen. Om kvinnor och män valde olika utbildningstyper på grund av eventuella systematiska smak- eller ”läggningsskillnader” mellan könen – och därmed segregerades horisontellt – behöver inte detta betyda att kvinnor i mindre omfattning än män avancerar till högre positioner. En sådan segregering kan dock uppstå

om kvinnor systematiskt väljer andra utbildningar än män samt att möjligheterna till avancemang på ett systematiskt sätt är begränsade i typiska kvinnoyrken.

5.8. Analys av löneskillnader mellan kvinnor och män

För att undersöka hur kvinnors löner i de olika NYK- och SEI-kodade yrkesgrupperna skulle ha varit om kvinnor erhöll kompensation för produktivitetsrelaterade individegenskaper och jobbrelaterade egenskaper på samma vis som män, har vi först estimerat löneekvationer separat för män och sedan använt kvinnornas data tillsammans med de skattade koefficienterna för männen, för att erhålla en simulerad timlön för kvinnor i de olika yrkesgrupperna. I tabellerna 5.7 och 5.8 redovisas dessa simulerade löner för kvinnor, tillsammans med genomsnittslönerna för män och kvinnor per NYK- respektive SEI-kodad yrkesgrupp.

Vad gäller resultaten för de NYK-kodade yrkesgrupperna (tabell 5.7) ser vi att 1981 finns det vissa grupper – ”Hälso- och sjukvårdsarbete”, ”Kommersiellt arbete”, ”Transport- och kommunikationsarbete” samt ”Servicearbete” – där den faktiska genomsnittslönen för kvinnor inte skiljer sig från den simulerade: En liten skillnad mellan simulerad och faktisk genomsnittslön återfinns i gruppen ”Tekniskt, medicinskt och naturvetenskapligt arbete”. I yrkesgrupperna ”Samhällsvetenskapligt, humanistiskt, konstnärligt, militärt och kvalificerat administrativt arbete”, ”Pedagogiskt arbete” samt ”Tillverkningsarbete” är skillnaden mellan den simulerade och den faktiska genomsnittslönen för kvinnor i storleksordningen 7–10 procent. Den riktigt stora skillnaden, drygt 20 procent, återfinns i gruppen ”Kameralt och kontorstekniskt arbete”.

Tabell 5.7 Mäns och kvinnors timlöner i olika yrkesgrupper enligt NYK (Nordisk yrkesklassificering) samt kvinnors simulerade lön (d.v.s. om de fick samma kompensation för produktivitetsrelat erade individegenskaper och jobbegenskaper som män).

1981

1991

Yrkesgrupper, NYK-kodade Timlön, kr,

män

Timlön, kr,

kvinnor

Simulerad timlön, kr,

kvinnor*

Timlön, kr,

män

Timlön, kr,

kvinnor

Simulerad timlön, kr,

kvinnor*

Tekniskt, medicinskt och naturvetenskapligt arbete

48 38 39 101 81 89

Samhällsvetenskapligt, humanistiskt, konstnärligt, militärt och kvalificerat administrativt arbete

52 41 44 106 84 87

Pedagogiskt arbete

48 42 45 98 83 87

Hälso- och sjukvårdsarbete 36 34 34 82 74 75 Kameralt och kontorstekniskt arbete

41 33 40 86 71 78

Kommersiellt arbete

49 31 31 101 71 76

Transport- och kommunikationsarbete

38 33 33 77 71 69

Servicearbete

33 30 30 71 62 64

Tillverkningsarbete

36 31 34 79 63 69

Vägt genomsnitt**

41 33 36 88 72 76

* Förklarande variabler: antal år i utbildning, antal år med arbetslivserfarenhet (även kvadrerad), antal anställningsår hos nuvarande arbetsgivare, obekväma arbetstider, deltid, flextid, övertidsersättning, olika former av ackord, jäktigt, smutsigt, fysiskt ansträngande, psykiskt ansträngande, kontakt med giftiga ämnen. ** De faktiska genomsnittslönerna för män respektive kvinnor är vägda med respektive köns faktiska yrkesfördelning. De simulerade lönerna för kvinnor är vägda med kvinnornas simulerade yrkesfördelning.

Om man väger ihop de simulerade lönerna för kvinnor med yrkesgrupperna i den tidigare simulerade yrkesfördelningen för kvinnor, erhåller vi en sammanlagd, simulerad genomsnittslön för kvinnor på 36 kronor, d.v.s. cirka nio procent högre än den sammanlagda faktiska genomsnittslönen för kvinnor på 33 kronor (där yrkesgrupperna i den faktiska yrkesfördelningen för kvinnor använts som vikter).

Bilden ser något annorlunda ut 1991. Då finns det inte längre några yrkesgrupper där den simulerade lönen för kvinnor sammanfaller med den faktiska utan i alla grupper utom en är den simulerade lönen högre än den faktiska. Undantaget utgörs av ”Transport- och kommunikationsarbete” där den simulerade lönen är något lägre än den faktiska. I ”Hälso- och sjukvårdsarbete” är skillnaden mellan den simulerade och den faktiska lönen liten, endast cirka en procent. Det finns inte längre någon yrkesgrupp där skillnaden mellan den simulerade och den faktiska lönen är avsevärt mycket större än i de

övriga yrkesgrupperna. Däremot har skillnaden sedan 1981 mellan den simulerade och den faktiska lönen ökat i yrkesgruppen ”Tekniskt, medicinskt och naturvetenskapligt arbete”.

Skillnaden mellan de sammanlagda (vägda) genomsnittliga simulerade respektive faktiska lönerna enligt NYK-kodningen uppgick till cirka sex procent 1991, d.v.s. skillnaden hade minskat något jämfört med 1981.

Vad gäller resultaten för de SEI-kodade yrkesgrupperna (tabell 5.8) ser vi att det finns en grupp 1981 – ”Högre tjänstemän” – där den faktiska genomsnittslönen för kvinnor inte skiljer sig från den simulerade. Bland ”Lägre tjänstemän” och ”Tjänstemän på medelnivå” ligger de simulerade genomsnittslönerna för kvinnor cirka 11–16 procent högre än de faktiska. Gruppen ”Okvalificerade tjänstemän” uppvisar ett liknande mönster som grupperna ”Okvalificerade arbetare” och ”Kvalificerade arbetare”; i alla tre grupperna ligger de simulerade genomsnittslönerna för kvinnor cirka 6–7 procent över de faktiska genomsnittslönerna.

Tabell 5.8 Män och kvinnors löner i olika yrkesgrupper enligt SEI (Socioekonomisk indelning) samt kvinnors simulerade lön (d.v.s. om de fick samma kompensation för produktivitetsrelaterade indiv idegenskaper och jobbegenskaper som män).

1981

1991

Yrkesgrupper, SEI-kodade Timlön, kr,

män

Timlön, kr,

kvinnor

Simulerad timlön, kr,

kvinnor*

Timlön, kr,

män

Timlön, kr,

kvinnor

Simulerad timlön, kr,

kvinnor*

Okvalificerade arbetare 34 30 32 71 63 64 Kvalificerade arbetare 37 33 35 82 68 72 Okvalificerade tjänstemän 37 31 33 77 68 70 Lägre tjänstemän 42 35 39 87 74 81 Tjänstemän på medelnivå 46 38 44 92 80 85 Högre tjänstemän. 58 50 50 121 95 104

Vägt genomsnitt**

41 33 38 88 72 79

* Förklarande variabler: antal år i utbildning, antal år med arbetslivserfarenhet (även kvadrerad), antal anställningsår hos nuvarande arbetsgivare, obekväma arbetstider, deltid, flextid, övertidsersättning, olika former av ackord, jäktigt, smutsigt, fysiskt ansträngande, psykiskt ansträngande, kontakt med giftiga ämnen. ** De faktiska lönerna för män respektive kvinnor är vägda med respektive köns faktiska yrkesfördelning. De simulerade lönerna för kvinnor är vägda med kvinnornas simulerade yrkesfördelning.

Om man väger ihop de simulerade lönerna för kvinnor med yrkesgrupperna i den tidigare simulerade yrkesfördelningen för kvinnor, erhåller vi en sammanlagd, simulerad genomsnittslön för kvinnor på 38 kronor, d.v.s. cirka 15 procent högre än den sammanlagda faktiska genomsnittslönen för kvinnor på 33 kronor.

148 1991 har skillnaden mellan den simulerade och den faktiska genomsnittslönen för kvinnor i gruppen ”Okvalificerade arbetare” och ”Okvalificerade tjänstemän” krympt till cirka två – tre procent. I gruppen ”Kvalificerade arbetare” är motsvarande skillnad oförändrad, kring sex procent. I grupperna ”Lägre tjänstemän” och ”Tjänstemän på medelnivå” har skillnaderna blivit mindre. Minskningen är speciellt uttalad i den senare yrkesgruppen; skillnaden mellan den simulerade och den faktiska genomsnittslönen för kvinnor har krympt från cirka 16 procent 1981 till 6 procent 1991. Detta kontrasterar mot utvecklingen i gruppen ”Högre tjänstemän” där det 1981 inte finns någon skillnad mellan den simulerade och den faktiska lönen för kvinnor. Tio år senare är denna skillnad cirka 9 procent.

Skillnaden mellan de sammanlagda (vägda) genomsnittliga simulerade respektive faktiska lönerna enligt SEI-kodningen uppgick till cirka 10 procent 1991, d.v.s. skillnaden hade minskat något jämfört med 1981.

5.9. Dekomponering av löneskillnaderna

Vi kan på basis av ovanstående beräkningar dekomponera löneskillnaderna mellan män och kvinnor i fyra delar. I de båda första delarna konstanthåller vi för yrkesfördelning och beräknar löneeffekter som kan hänföras till dels (1) observerade olikheter i kvinnors och mäns individ- och jobbrelaterade egenskaper (”förklarade” skillnader), dels (2) att kvinnor och män erhåller olika kompensation för (identiska) individ- och jobbrelaterade egenskaper (”oförklarade” skillnader). I de båda sista delarna beräknar vi löneeffekter av skillnader i yrkesfördelning, dels (3) den yrkessegregering som kan ”förklaras” av faktiska olikheter mellan kvinnor och män vad avser individegenskaper och vissa bakgrundsfaktorer, dels (4) den yrkessegregering som inte kan ”förklaras” av faktiska olikheter mellan kvinnor och män vad avser individegenskaper och vissa bakgrundsfaktorer. Komponenterna (1) och (2) kan hänföras till ”inomyrkes-löneskillnader” under det att komponenterna (3) och (4) kan hänföras till ”mellanyrkeslöneskillnader”. Resultaten av beräkningarna presenteras i tabell 5.9.

Tabell 5.9 Dekomponering av löneskillnad (timlön) mellan kvinnor och män. Andelar i procentenheter.

Yrkesgrupper, indelning År (1) (2) (3) (4)

NYK

1981 39 43 3 15

NYK

1991 46 39 1 13

SEI

1981 25 50 16 10

SEI

1991 37 40 8 13

Komponenter: (1) den del av löneskillnaden som kan hänföras till observerade olikheter i kvinnors och mäns individ- och jobbrelaterade egenskaper, d.v.s. den ”förklarade” löneskillnaden givet att vi konstanthåller för könsmässiga skillnader i yrkesfördelningen; (2) den del av löneskillnaden som kan hänföras till att kvinnor och män erhåller olika kompensation för (identiska) individ- och jobbrelaterade egenskaper, d.v.s. den ”oförklarade” löneskillnaden, givet att vi konstanthåller för könsmässiga skillnader i yrkesfördelningen; (3) den del av löneskillnaden som kan hänföras till den ”förklarade” yrkessegregeringen, d.v.s. till den yrkessegregering som kan ”förklaras” av observerade olikheter mellan kvinnor och män vad avser individegenskaper och vissa bakgrundsfaktorer; (4) den del av löneskillnaden som kan hänföras till den ”oförklarade” yrkessegregeringen, d.v.s. till den yrkessegregering som inte kan ”förklaras” av observerade olikheter mellan kvinnor och män vad avser individegenskaper och vissa bakgrundsfaktorer. I vissa fall summerar inte procentandelarna till 100 p.g.a. avrundning.

Vi finner att den andel av löneskillnaden mellan kvinnor och män som kan hänföras till faktiska olikheter i kvinnors och mäns produktivitetsrelaterade individegenskaper och jobbrelaterade egenskaper, när vi konstanthåller för yrkesfördelning, ökar mellan 1981 och 1991 (komponent (1)). Detta gäller både den NYK- respektive den SEIkodade yrkesfördelningen. Knappt hälften av löneskillnaden mellan kvinnor och män kan förklaras av denna komponent i den NYKkodade yrkesfördelningen 1991. Motsvarande siffra för den SEIkodade yrkesfördelningen är något lägre, knappt 40 procent. Den andel av löneskillnaden som kan hänföras till att kvinnor och män erhåller olika kompensation för (identiska) individ- och jobbrelaterade egenskaper (komponent (2)) minskar under perioden men den uppgår fortfarande till cirka 40 procent i båda typer av yrkesfördelningar 1991.

Den andel av löneskillnaden som kan hänföras till den yrkessegregering, vilken kan ”förklaras” av faktiska olikheter mellan kvinnor och män vad avser individegenskaper och vissa bakgrundsfaktorer (komponent (3)), är inte stor 1991. Detta gäller speciellt NYKfördelningen där denna andel endast utgör 1 procent; vilket endast är en marginell minskning jämfört med 1981. Vad avser den SEI-kodade yrkesfördelningen så är förändringen däremot stor; jämfört med 1981 har denna andel av löneskillnaden halverats, från 16 procent till 8 procent. För båda typer av yrkesfördelningar är den andel av löne-

150 skillnaden som kan hänföras till den ”oförklarade” yrkessegregeringen (komponent (4)) cirka 13 procent 1991. Skillnaden är dock att detta är en viss minskning jämfört med 1981 vad avser den NYKkodade yrkesfördelningen. För den SEI-kodade yrkesfördelningen har den andel av löneskillnaden som kan hänföras till den ”oförklarade” yrkessegregeringen ökat något sedan 1981.

5.10. Slutord

Resultaten från vår studie indikerar att det finns systematiska, könsmässiga löneskillnader – kvinnor tjänar mindre än män – såväl inom som mellan yrkesgrupper, och att dessa löneskillnader inte låter sig förklaras av produktivitetsrelaterade individ- och jobbegenskaper samt vissa centrala observerade bakgrundsfaktorer (t.ex. föräldrars yrke). De ”oförklarade” delarna av löneskillnaderna har dock minskat något mellan 1981 och 1991, både i den horisontella (NYK-kodade) yrkesfördelningen och i den vertikala (SEI-kodade) yrkesfördelningen.

Våra resultat tyder på att cirka 40 procent av löneskillnaden mellan kvinnor och män 1991 härrör från oförklarade ”inomyrkeslöneskillnader” i tämligen brett definierade yrkesgrupper. Detta gäller i såväl den horisontella som i den vertikala yrkesfördelningen. Hur brett yrkesgrupperna definierats är sannolikt av stor betydelse för fördelningen av löneskillnader inom och mellan yrken. Givet vår datamängd har vi inte kunnat disaggregera yrkesgrupperna ytterligare och samtidigt undvika alltför skeva könsfördelningar. De förklarade ”inomyrkes-löneskillnaderna” 1991 är något högre (46 procent) än de oförklarade i den horisontella yrkesfördelningen och något lägre (37 procent) i den vertikala yrkesfördelningen. I båda typer av yrkesfördelningar kan cirka 13 procent av löneskillnaden mellan kvinnor och män 1991 hänföras till oförklarade ”mellanyrkes-löneskillnader”.

De oförklarade ”inomyrkes-” respektive ”mellanyrkes-löneskillnaderna” som vi erhåller i denna studie kan härröra från individ-, jobb- och övriga bakgrundsegenskaper som vi inte har kunnat kontrollera för. De kan också bero på bristande jämställdhet och lönediskriminering på den svenska arbetsmarknaden. Kvinnor erhåller normalt en lägre kompensation för samma produktivitetsrelaterade individ- och jobbegenskaper än män inom samma yrke. Vidare, löneskillnaderna mellan yrken där kvinnor utgör en stor majoritet och andra yrken låter sig inte förklaras av skillnader i produktivitetsrelaterade individegenskaper.

_______________________

Vi tackar för värdefulla synpunkter från Inga Persson, Peter Skogman och Eskil Wadensjö. Vi är också tacksamma för hjälp från Mia Hultin och Magnus Nermo när vi sammanställt data.

Litteraturförteckning

Andersson, L.-G., Erikssson, R. & Wärneryd, B. (1981) ”Att beskriva den sociala

strukturen. Utvärdering av 1974 års förslag till socio-ekonomisk indelning”,

Statistisk tidskrift, nr 2, s. 113–136.

Asplund, R., Barth, E., Smith, N. & Wadensjö, E. (1996) ”The Male–Female Wage

Gap in the Nordic Countries,” i Wage Differentials in the Nordic Countries. Westergård-Nielsen, N. (Red.) i The Nordic Labour Markets in the 1990's –

Part 1. Wadensjö, E. (Red.). Amsterdam: North-Holland.

Becker, G.S. (1957) The Economics of Discrimination. Chicago: The University of

Chicago Press (andra upplagan 1971).

Becker, G.S. (1964) Human Capital. A Theoretical and Empirical Analysis, with

Special Reference to Education. New York: Columbia University Press.

Brown, R.S., Moon, M. & Zoloth, B.S. (1980) ”Incorporating Occupational

Attainment in Studies of Male-Female Earnings Differentials”, Journal of

Human Resources, årg. 15(1), s. 3–28.

Blau, F.D. & Kahn, L.M. (1992) ”The Gender Earnings Gap: Learning From

International Comparisons”, American Economic Review, årg. 82(2), s. 533– 538.

Blau, F.D. & Kahn, L.M. (1996) ”Wage Structure and Gender Earnings Differentials:

An International Comparison”, Economica, årg. 63, s. 29–62.

Edin, P.-A. (1992) ”Swimming with the Tide: Solidarity Wage Policy and the Gender

Earnings Gap”. Opublicerat manuskript. Nationalekonomiska institutionen, Uppsala universitet.

Fritzell, J. & Lundberg, O. (1994) Vardagens villkor. Levnadsförhållanden i Sverige

under tre decennier. Stockholm: Brombergs.

le Grand, C. (1991) ”Explaning the Male–Female Wage Gap: Segregation and

Solidarity Wage Bargaining in Sweden”, Acta Sociologica, årg. 34, s. 261–278.

Greene, W.H. (1997) Econometric Analysis (tredje upplagan), Upper Saddle River:

Prentice-Hall International, Inc.

Jonung, C. & Persson, I. (1990) ”Hushållsproduktion, marknadsproduktion och

jämställdhet” i SOU 1990:14Kvinnors roll i ekonomin. Bilaga 23 till Långtidsutredningen 1990. Stockholm: Fritzes.

Jonung, C. (1993) ”Yrkessegregeringen på arbetsmarknaden” i Ds 1993:8 Kvinnors

arbetsmarknad på 1980-talet – återtågets årtionde? Stockholm: Arbetsmark-

nadsdepartementet.

Jonung, C. (1996) ”Economic Theories of Occupational Segregation by Sex –

Implications for Change over Time” i Gender Specific Occupational Segrega-

tion. Beckman, P. (Red.). Nürnberg: Institut für Arbeitsmarkt- und Berufsfor-

schung.

Klevmarken, A. & Olofsson, P. (1993) Household Market and Nonmarket Activities.

Stockholm: Industriens utredningsinstitut.

Lundahl, M. & Wadensjö, E. (1984) Unequal Treatment. A Study in the Neo-

Classical Theory of Discrimination. New York: New York University Press.

Löfström, Å. (1989) Diskriminering på svensk arbetsmarknad, Umeå Economic

Studies, nr. 196, Umeå universitet.

Löfström, Å. (1993) Ju fler kvinnor desto lägre lön? Umeå Economic Studies,

1993:323, Umeå universitet

Meyerson, E.M. & Petersen T. (1997) ”Är kvinnor utsatta för lönediskriminering?”,

Ekonomisk Debatt, årg. 25(1), s. 17–23.

Miller, P.W. (1987) ”The Wage Effect of the Occupational Segregation of Women in

Britain”, Economic Journal, årg. 97, s. 885–896.

Mincer, J. (1974) Schooling, Experience and Earnings , New York: Columbia

University Press.

Oaxaca, R. (1973) ”Male–Female Wage Differentials in Urban Labor Markets”,

International Economic Review, årg. 14(3), s. 693–709.

Palme, M.O. & Wright, R.E. (1992) ”Gender Discrimination and Compensating

Differentials in Sweden”, Applied Economics, årg. 24, s. 751–759.

Petersen, T., Meyerson, E.M. & Snartland, V. (1996) ”The Within-Job Gender Wage

Gap: The Case of Sweden”, IUI Working Paper No. 470, Stockholm: Industriens utredningsinstitut.

Richardson, K. (1997) ”Estimating the impact of wage structure on wage differentials

between two groups of workers” i Essays on Family and Labor Economics, Dissertation series no 28, Institutet för social forskning, Stockholms universitet.

Rubery, J., Fagan, C. & Mayer, F. (1997) ”Occupational Segregation, Discrimination

and Equal Opportunity” i International Handbook of Labor Market Policy and

Evaluation, Schmid, G., O’Reilly, J. & Schömann, K. (Red.). Cheltenham:

Edward Elgar.

SOU 1993:7 Löneskillnader och lönediskriminering. Om kvinnor och män på

arbetsmarknaden. Betänkande av Löneskillnadsutredningen, Stockholm: All-

männa förlaget.

SCB (1989) Yrkesklassificeringar i FoB 85 enligt Nordisk yrkesklassificering (NYK)

och Socioekonomisk indelning (SEI). Meddelanden i samordningsfrågor 1989:5, Stockholm: Statistiska centralbyrån.

Svensson, L. (1995) Closing the Gender Gap. Determinants of Change in the

Female-to-Male Blue Collar Wage Change Ratio in Swedish Manufacturing 1913–1990. Ekonomisk-historiska föreningen, årg. LXXI.

Weiss, A. (1991) Efficiency wages. Models of Unemployment, Layoffs and Wage

Dispersion. Oxford: Clarendon Press.

Zetterberg, J. (1994) ”Effects of Changed Institutional Conditions on Male–Female

Wage Differentials in Public and Private Sectors”, Public Administration Qu-

arterly, årg. 18(3).

Appendix A.1

Fördelningen av yrkesgrupper enligt NYK (Nordisk yrkesklassificering)

Tekniskt, medicinskt och naturvetenskapligt arbete: Omfattar NYK-koderna 001–039.

Samhällsvetenskapligt, humanistiskt, konstnärligt, militärt samt kvalificerat administrativt arbete: Omfattar NYK-koderna 061–099, 101, 118, 902–903, 981

Pedagogiskt arbete: Omfattar NYK-koderna 050–059

Hälso- och sjukvårdsarbete: Omfattar NYK-koderna 040–049

Kameralt och kontorstekniskt arbete: Omfattar NYK-koderna 201–298

Kommersiellt arbete: Omfattar NYK-koderna 301–339

Transport- och kommunikationsarbete: Omfattar NYK-koderna 601–699

Servicearbete: Omfattar NYK-koderna 901, 904–949

Tillverkningsarbete: Omfattar NYK-koderna 401–441, 701–883

Appendix A.2

Fördelningen av yrkesgrupper enligt SEI (Socio-ekonomisk indelning)

Okvalificerade arbetare

Kvalificerade arbetare

Okvalificerade tjänstemän – i studien ingår även förmän i denna grupp

Lägre tjänstemän – i studien ingår även arbetsledare i denna grupp

Tjänstemän på medelnivå

Högre tjänstemän – i studien ingår även personer med ”fritt yrke” i denna grupp

(”Övriga” – denna grupp har exkluderas från beräkningarna – här ingår näringsidkare, företagsägare och jordbrukare)

3 500 av de undersökta individerna hade lön från anställning vid undersökningstillfället.

Det andra datamaterialet utgörs av Arbetsplatsundersökningen 1991 (APU91), vilken inkluderar 2 135 arbetsorganisationer med minst tio anställda. Detta datamaterial är kopplat till LNU91 genom att det innehåller uppgifter för de arbetsplatser vid vilka respondenterna i LNU91 var anställda. I APU91 intervjuades representanter för arbetsplatsledningen om bland annat organisationsstruktur, personalpolitik, belönings- och befordringssystem och personalutbildning. Svarsfrekvensen för APU91 var 93 procent och användbar information erhölls från 1988 arbetsplatser. Sålunda är APU91 källan till de uppgifter på organisationsnivå som används i analyserna i denna uppsats.8

Den centrala variabeln i detta kapitel är individers löner varför individen och inte organisationen är observationsenhet i de empiriska analyserna. Eftersom vissa av de större arbetsplatserna har fler än en respondent från LNU91 anställda, är det totala antalet observationer något större än antalet arbetsplatser.9 (För en beskrivning av variabelkonstruktioner, se Bilaga 1.)

6.5 Empiriska resultat

Det empiriska avsnittet av detta kapitel inleds med en kortare beskrivning av de oberoende variablerna i uppsatsen. Därefter följer en beskrivning av könssammansättningen bland cheferna på arbetsplatserna för olika sektorer och branscher på arbetsmarknaden. Sedan presenteras resultat från multivariata analyser där effekten av könssammansättningen bland cheferna på arbetsplatserna på mäns respektive kvinnors löner studeras.

8 Det kan vara värt att nämna att uppgifterna om andelarna manliga respektive kvinnliga chefer i APU91 har jämförts med könssammansättningen bland de respondenter som i LNU91 angivit att de har en eller flera underordnade. Denna jämförelse ger vid handen en hög reliabilitet hos den centrala oberoende variabeln i denna studie, i det att dessa jämförbara tal är i det närmaste identiska i APU91 och LNU91. Enligt APU91 är den genomsnittliga andelen kvinnliga chefer 31 procent. Av de respondenter i LNU91 som anger att de har en eller fler underordnade i arbetet är 32 procent kvinnor.9 För 110 av arbetsplatserna i APU91 inkluderas två respondenter från LNU91 och för ytterligare 106 arbetsplatser inkluderas fler än två respondenter från LNU91. I samtliga analyser i denna uppsats har vi exkluderat de arbetsorganisationer för vilka informationen om andelen manliga respektive kvinnliga chefer inte är tillförlitlig, vilket har resulterat i att antalet individer i analyserna reducerats med cirka 200. Dessutom är en del av de oberoende variablerna behäftade med internt bortfall. Detta gäller framför allt variablerna genomsnittslön på arbetsplatsen och andel kvinnor i yrket. Antalet observationer i analyserna uppgår till följd av dessa reduktioner totalt till 1625 individer.

164 I Bilaga 2 presenteras en tabell där de oberoende variablerna beskrivs för män och kvinnor separat. Denna tabell ger vid handen att kvinnliga anställda 1991 tjänar ungefär 16 kronor mindre per timme än manliga anställda. Kvinnornas löner utgör således i genomsnitt ungefär 82 procent av männens. Denna ansenliga skillnad tycks inte stå i överensstämmelse med de relativt sett små skillnader som föreligger mellan män och kvinnor gällande deras individuella kvalifikationer. Män har förvisso nästan tre års längre arbetslivserfarenhet än vad kvinnor har, men skillnaderna mellan män och kvinnor vad gäller anställningstid hos nuvarande arbetsgivare samt antal år i formell utbildning är betydligt mindre. När man studerar hur män och kvinnor är allokerade till olika arbetsplatser, yrken och positioner framträder dock mycket kraftiga könsskillnader. Män tenderar att arbeta på arbetsplatser och i yrken där en stor majoritet av de anställda är män medan det omvända gäller för kvinnor. Vidare har män i genomsnitt tre gånger fler underordnade i arbetet än vad kvinnor har. Dessa resultat kan ses som tydliga återspeglingar av att den svenska arbetsmarknaden är mycket starkt könssegregerad. I tabell 6.1 redovisas könssammansättningen på chefsnivå dels för samtliga organisationer i urvalet, dels för privat och offentlig sektor separat. I analyserna urskiljs fem olika könssammansättningskategorier, nämligen organisationer med manlig, mansdominerad, balanserad, kvinnodominerad samt kvinnlig chefsbesättning. I en manlig respektive kvinnlig organisation är 100 procent av cheferna män respektive kvinnor och i en mansdominerad respektive kvinnodominerad organisation är mellan 71 och 99 procent av cheferna män respektive kvinnor. För att könssammansättningen ska betraktas som balanserad ska mellan 30 och 70 procent av cheferna vara antingen män eller kvinnor (se Tomaskovic-Devey m.fl., 1996, för en liknande indelning). I analyserna i tabell 6.1 används viktade data, vilket innebär att resultaten är representativa för svenska arbetsplatser med minst tio anställda.10 Som framgår av tabellen är den manliga dominansen bland cheferna på arbetsplatserna mycket stark. I 43 procent av organisationerna finns överhuvudtaget inga kvinnliga chefer. Ytterligare 15 procent har en mansdominerad chefsbesättning medan ungefär en fjärdedel av arbetsplatserna har en balanserad könssammansättning bland cheferna. I den privata sektorn är den

10 En viktvariabel korrigerar för det faktum att större organisationer på grund av urvalsmetoden har större sannolikhet än mindre organisationer att ingå i urvalet. Viktningen gör att betydelsen av små organisationer ökas något. Kvinnors representation bland cheferna är mindre i mindre organisationer, vilket gör att andelen kvinnliga chefer generellt sett är högre om beräkningarna baseras på oviktade data än om de baseras på viktade data.

manliga dominansen på chefsnivå särskilt framträdande. På nästan 60 procent av arbetsplatserna i den privata sektorn finns inga kvinnliga chefer alls, medan bara en knapp femtedel av de privata organisationerna har en könsbalanserad ledning. Bara på en av tjugo arbetsplatser inom den privata sektorn finns det antingen en kvinnlig dominans bland cheferna eller en uteslutande kvinnlig chefsbesättning. I den offentliga sektorn är kvinnors representation bland cheferna över lag större än i den privata sektorn. Mer än 35 procent av de offentliga arbetsplatserna har en chefspersonal som enbart eller framför allt består av kvinnor. Drygt en fjärdedel av de offentliga arbetsplatserna har en balanserad könsstruktur vad beträffar chefspositionerna.

Tabell 6.1 Könssammansättning bland cheferna på arbetsplatserna. Procent.

Manlig

a

Mansdom.

b

Balanserad

c

Kvinnodom.

d

Kvinnlig

e

Samtliga arbetsplatser 43 15

23

5

14

Privat sektor

58 19

19

2

3

Offentlig sektor

26 11

27

9

27

a En manlig sammansättning bland cheferna innebär att 100 procent av cheferna är män. b En mansdominerad sammansättning bland cheferna innebär att mellan 71 och 99 procent av cheferna är män. c En balanserad sammansättning bland cheferna innebär att mellan 30 och 70 procent av cheferna är antingen kvinnor eller män. d En kvinnodominerad sammansättning bland cheferna innebär att mellan 71 och 99 procent av cheferna är kvinnor. e En kvinnlig sammansättning bland cheferna innebär att 100 procent av cheferna är kvinnor.

I tabell 6.2 redovisas andelen kvinnliga chefer på arbetsplatser med uppdelning på arbetsplatsens branschtillhörighet.11 Andelen kvinnliga chefer är högst inom vård och utbildning, vilket stämmer överens med resultaten i tabell 6.1 där det framgick att den kvinnliga representationen på chefsnivå är relativt stark i den offentliga sektorn. Inom verkstadsindustri, byggnadsindustri och övrig industri är den manliga dominansen på chefsnivån mycket stark såtillvida att mindre än en av tio chefer i dessa näringsgrenar är kvinnor. För övriga branscher (handel, transport, bank, offentlig förvaltning och övriga tjänster) gäller att könssammansättningen bland dem som innehar chefspositioner är mer balanserad. I dessa branscher är mellan var femte och var tredje arbetsledare kvinna.

11 Även i denna analys redovisas viktade resultat. De arbetsställen för vilka uppgifterna om könssammansättningen bland cheferna var osäkra har exkluderats. Detta förfarande inverkar på resultaten för vårdsektorn, vilket gör att genomsnittsandelen kvinnliga chefer i vården bör tolkas med försiktighet.

Tabell 6.2 Genomsnittliga andelar kvinnliga chefer på arbetsplatser i olika näringsgrenar (procent).

Verkstadsindustri

9

Byggnadsindustri

6

Övrig industri

7

Handel, hotell och restaurang

26

Transport, post och tele

18

Bank, försäkringar

22

Offentlig förvaltning

30

Vård, social omsorg

71

Utbildning

46

Övriga tjänster

35

Samtliga näringsgrenar

32

I tabell 6.3 studeras effekten av arbetsplatsernas könssammansättning på chefsnivå på kvinnors respektive mäns löner. Som nämnts ovan genomförs analyserna för samtliga organisationer i urvalet samt för den privata och den offentliga sektorn separat. Uppsättningen av oberoende variabler är densamma i samtliga analyser.12

Tabell 6.3 Regressionsanalyser av logaritmerad timlön. Separata analyser för kvinnor och män. Ostandardiserade regressionskoefficienter.

Alla organisationer Privat sektor Offentlig sektor

Modell 1

K

Modell 2

M

Modell 3

K

Modell 4

M

Modell 5

K

Modell 6

M

Andel manliga chefer på arbetsplatsen

–0,115** 0,043 –0,145* 0,056 –0.096** 0,018

Arbetslivserfarenhet

0,013** 0,013** 0,014** 0,013** 0,011** 0,013**

Arbetslivserfarenhet2/100 –0,024** –0,020** –0,027** –0,020** –0,019** –0,022** Anställningstid, nuv. arbetsgivare

0,002 0,001 0,002 –0,001 0,002 0,003*

Antal utbildningsår

0,014** 0,017** 0,011 0,018** 0,016** 0,019**

Upplärningstid i arbetet 0,022** 0,017** 0,026** 0,015* 0,019** 0,014 Utbildningskrav i arbetet 0,019** 0,026** 0,023** 0,028** 0,020** 0,024** (ln) antal underställda 0,024** 0,065** 0,025 0,068** 0,024** 0,057** Andel kvinnor på arb.pl. –0,114** 0,049 –0,062 0,087 –0,161** 0,006 Andel kvinnor i yrket –0,108** –0,063 –0,117** –0,016 –0,093* –0,109* Genomsnittl. lön på arb.pl. 0,083 0,347** 0,251** 0,466** –0,091 0,084 Offentlig sektor –0,016 –0,057**

Justerat R2

0,376 0,504 0,381 0,506 0,383 0,508

Antal

720 905 248 588 472 317

** Sannolikheten är större än 0,99 för att koefficienten är skild från 0. * Sannolikheten är större än 0,95 för att koefficienten är skild från 0.

12 Detta gäller med undantag för variabeln sektor som av naturliga skäl bara ingår i den analys där samtliga organisationer studeras.

När resultaten i tabell 6.3 diskuteras ligger betoningen på den centrala frågan i denna studie, nämligen huruvida idén om aktiv diskriminering får något empiriskt stöd. I modell 1 och modell 2 studeras samtliga organisationer i urvalet. Först undersöker vi effekterna av andelen manliga chefer på kvinnors löner (modell 1). Som framgår av modellen är förekomsten av manliga chefer på arbetsplatsen starkt negativt relaterad till kvinnors löner. Detta resultat gäller vid konstanthållning av en rad andra faktorer som kan inverka på lönespridningen. Den predicerade nettoeffekten på lön för en kvinna av att förflytta sig från en arbetsplats med bara manliga chefer till en arbetsplats med 50 procent kvinnliga chefer är en löneökning på 5,6 procent.13 Således kan effekten av könssammansättningen bland beslutsfattarna på arbetsplatserna betraktas som tämligen väsentlig för kvinnliga anställdas löner. I modell 2 studeras effekten av andelen manliga chefer på de manliga anställdas löner. Som framgår av denna analys tenderar mäns löner att vara något högre på arbetsplatser där relativt många av cheferna är män. Denna effekt är dock relativt svag och den är inte statistiskt säkerställd, varför effekten bör betraktas som oväsentlig. Så långt tyder således analysen på att könsfördelningen bland cheferna är av betydelse för kvinnors löner medan den tycks sakna betydelse för mäns löner.

Vad gäller effekterna på lön av de övriga variablerna som ingår i analysen i modell 1 och modell 2 ligger resultaten i huvudsak i linje med dem som förväntats utifrån tidigare forskning om lönesättningsprocesser och könslöneskillnader. De tydligaste könsskillnaderna som framträder i analyserna är för det första att manliga anställda tycks erhålla klart större löneavkastning av att inneha arbetsledaransvar och för det andra att höga genomsnittliga lönenivåer i organisationer har betydligt större positiva effekter för mäns än för kvinnors löner. Vidare är lönerna relativt låga för kvinnor som arbetar i yrken och på arbetsplatser där relativt många av de anställda är kvinnor. Dessutom kan man konstatera att en avsevärd andel av lönevariationen förklaras av de oberoende variabler som ingår i modellerna. I analysen av kvinnors löner förklarar de estimerade modellerna 38 procent av lönevariationen och i analysen av männens löner förklarar de 50 procent.14

13 Det bör noteras att vi inte predicerar löner utanför den faktiska variationsvidden hos den centrala oberoende variabeln. Det finns organisationer med såväl noll som hundra procent manliga chefer.14 Resultaten påverkas inte nämnvärt då variabler som arbetsplatsstorlek, kontrollspännvidd (det vill säga antalet underordnade per chef), arbetstid och branschtillh örighet inkluderas i analyserna.

168 I modell 3 och modell 4 i tabell 6.3 analyseras de organisationer i urvalet som tillhör den privata sektorn på arbetsmarknaden. Som framgår av modell 3 är den negativa effekten av en manlig dominans i organisationernas maktstruktur på kvinnors löner tydlig. Analysen ger vid handen att en kvinna som förflyttar sig från en privat arbetsplats där samtliga chefer är män till en privat arbetsplats där hälften av cheferna är kvinnor i genomsnitt skulle öka sin lön med sju procent. Vad gäller männens löner finner vi återigen i analysen (modell 4) en svag positiv, dock icke signifikant, inverkan av andelen manliga chefer i organisationen. Slutsatsen från analyserna i modell 3 och modell 4 blir således att könsfördelningen bland cheferna i den privata sektorn framför allt har betydelse för kvinnliga anställdas löner. I modell 5 och modell 6 i tabell 6.3 redovisas slutligen resultaten från analyser av anställda inom organisationer som tillhör den offentliga sektorn. Modellspecifikationerna är identiska med de som tillämpades vid analyserna av den privata sektorn. Analysens resultat ger återigen stöd åt idén att kvinnliga anställdas löner påverkas av könssammansättningen bland dem som innehar arbetsledande befattningar. Även i den offentliga sektorn är kvinnors löner lägre om de arbetar i organisationer där relativt många av cheferna är män. Effekten av könssammansättningen bland cheferna är dock mindre för kvinnor i offentlig än för kvinnor i privat sektor. En beräkning av den skattade nettoeffekten för en kvinna av att förflytta sig från en offentlig arbetsplats där samtliga chefer är män till en offentlig arbetsplats där hälften av cheferna är kvinnor är en löneökning på 4,7 procent. Resultaten av ovanstående analyser tyder på att manliga och kvinnliga chefer i stort sett är överens vad gäller lönesättningen för män, men att de har olika uppfattningar vad gäller lönesättningen för kvinnor. Det starka negativa sambandet mellan andelen manliga chefer och kvinnliga anställdas löner kan i princip tolkas på två sätt. Antingen undervärderas kvinnliga anställda av manliga chefer eller så övervärderas kvinnliga anställda av kvinnliga chefer. Det från tidigare forskning välkända resultatet att det föreligger ett omfattande könslönegap till kvinnors nackdel när kvinnliga och manliga anställda med liknande kvalifikationer och arbetskrav jämförs tyder givetvis på att den första tolkningen är mera rimlig än den andra. Emellertid, för att testa om tolkningen att kvinnliga chefer övervärderar kvinnliga anställda har något fog för sig har vi genomfört ett antal analyser (resultat ej redovisade här) där könslönegapet studerats dels på arbetsplatser med en manlig dominans bland cheferna, dels på arbetsplatser där andelen kvinnliga chefer överstiger 50 procent. Den

empiriska manifestationen av tolkningen att kvinnliga chefer övervärderar kvinnliga anställda torde vara att kvinnor tjänar mer än män med liknande kvalifikationer och arbeten på arbetsplatser där kvinnor är i majoritet bland cheferna. Resultaten styrker emellertid inte denna tolkning. Könslönegapet (givet individ-, jobb- och organisationsegenskaper) är mycket stort på arbetsplatser med en manlig dominans i den hierarkiska maktstrukturen. På de arbetsplatser där kvinnor är i majoritet bland cheferna reduceras lönegapet mycket kraftigt, men vänder aldrig till kvinnors fördel. Detta gäller såväl när samtliga organisationer i urvalet studeras som när privat och offentlig sektor studeras separat. Dessa resultat ger således ett klart stöd åt antagandet att kvinnliga anställda har svårt att erhålla rättfärdiga belöningar för sin produktivitet och kompetens på de arbetsplatser där chefsstrukturen är mansdominerad.

Att sambandet mellan könssammansättningen på chefsnivå och kvinnliga anställdas löner är starkare i den privata än i den offentliga sektorn kan delvis vara en effekt av att löneflexibiliteten är större inom den privata sektorn än inom den offentliga. Det förefaller rimligt att tro att det finns större utrymme för diskriminering på de arbetsplatser där lönerna i mindre utsträckning är centralt reglerade. De analyser som nu följer sker utifrån antagandet att organisationer med en relativt decentraliserad lönesättningsprocess kännetecknas av en förhållandevis hög grad av löneflexibilitet. När chefer på mellannivåer har inflytande över anställdas belöningar blir utrymmet för formella och informella förhandlingar och påtryckningar på arbetsplatsen relativt stort. På arbetsplatser som kännetecknas av löneflexibilitet kan det för individer och grupper av anställda vara särskilt lönsamt att aktivera sociala nätverk och olika typer av maktresurser. Detta innebär att könssammansättningen inom den hierarkiska strukturen kan antas vara av större betydelse för de anställdas löner i de organisationer där lönesättningsprocessen är relativt decentraliserad än i de organisationer där besluten om löner fattas på de högsta nivåerna.15

I analysen i tabell 6.4 studeras endast de organisationer i urvalet i vilka cheferna på nivåer under den högsta arbetsplatschefen har inflytande över lönesättningen på arbetsplatsen. Genom denna restriktion reducerar vi antalet studerade organisationer avsevärt. I övrigt följer modellspecifikationerna de som gällde i tabell 6.3. Först analyseras samtliga organisationer som uppfyller vårt kriterium för en decentraliserad lönesättning. Därefter studeras privata och offentliga

15 I Arbetsplatsundersökningen 1991 finns uppgifter som möjliggör en klassificering av arbetsplatserna utifrån på vilka hierarkiska nivåer som beslut om lönesättning fattas.

170 organisationer separat. Den negativa effekten på kvinnors löner av en manligt dominerad maktstruktur på arbetsplatsen är omfattande (se modell 1). Återigen visar sig effekten vara starkast i den privata sektorn (se modell 3). I modell 5, där endast offentliga arbetsplatser med flexibel lönesättning analyseras, är effekten på kvinnors löner av andel manliga chefer stark, men den når inte riktigt statistisk signifikans till följd av att analysen utförts för mycket få individer. Trots att analyserna i tabell 6.4 över lag bygger på ett relativt litet antal observationer, tyder de på att aktiv diskriminering är en viktig mekanism bakom könslönegapet. Denna mekanism tycks vara särskilt verksam på de arbetsplatser där avståndet är relativt kort mellan de underställda och dem som fattar beslut om ekonomiska belöningar. På dessa arbetsplatser tycks kvinnor ha förhållandevis stora svårigheter att erhålla en rättvis ekonomisk avkastning för sina individuella kvalifikationer samt för det ansvar och de krav som deras arbeten innebär.

Tabell 6.4 Regressionsanalyser av logaritmerad timlön för de organisationer där en flexibel lönesättning tillämpas. Separata analyser för kvinnor och män. Ostandardiserade regressionskoefficienter

Alla organisationer Privat sektor Offentlig sektor Modell 1

K

Modell 2

M

Modell 3

K

Modell 4

M

Modell 5

K

Modell 6

M

Andel manliga chefer på arbetsplatsen

–0,331** 0,083 –0,452* –0,100 –0,266 0,073

Arbetslivserfarenhet

0,018** 0,015** 0,016* 0,013** 0,016* 0,019

Arbetslivserfarenhet2/100 –0,037** –0,026** –0,033* –0,019* –0,031 –0,048* Anställningstid, nuv. arb.givare

0,003 –0,001 0,007 –0,002 0,001 0,008

Antal utbildningsår

0,025** 0,011 0,026* 0,009 0,029** 0,017

Upplärningstid i arbetet 0,026* 0,015 0,027 0,002 0,021 0,047* Utbildningskrav i arbetet 0,012 0,029** 0,004 0,032** 0,028* 0,021 (ln) antal underställda 0,046* 0,065** 0,081 0,079** 0,018 0,035 Andel kvinnor på arb.pl. –0,416** 0,116 –0,422** 0,087 –0,523** 0,037 Andel kvinnor i yrket –0,056 0,012 –0,046 0,030 –0,033 –0,040 Genomsnittl. lön på arb.pl. 0,252** 0,403** 0,305* 0,577** –0,120 –0,460* Offentlig sektor 0,001 –0,070*

Justerat R2

0,512 0,444 0,509 0,496 0,500 0,480

Antal

146 262 77 204 69 58

** Sannolikheten är större än 0,99 för att koefficienten är skild från 0. * Sannolikheten är större än 0,95 för att koefficienten är skild från 0.

6.6 Slutsatser

Den forskning i vilken det hävdas att könslöneskillnader åtminstone till viss del beror på könsdiskriminering på arbetsmarknaden har ofta saknat preciserade idéer om hur processerna bakom lönediskriminering bör studeras empiriskt. Utgångspunkten för analyserna i detta kapitel har varit att de maktförhållanden som råder på arbetsplatserna är av central betydelse för de processer genom vilka könsojämlikhet i ekonomiska arbetsbelöningar uppstår och upprätthålls. Om könslöneskillnader kan förklaras vara ett resultat av diskriminering torde arbetsgivare och andra beslutsfattare på arbetsplatserna vara viktiga aktörer i den process som resulterar i att kvinnor erhåller orättvisa belöningar för sina arbetsinsatser. Det centrala antagandet i detta kapitel är att sannolikheten för att manliga chefer systematiskt underskattar kvinnliga anställdas kvalifikationer och prestationer är större än att kvinnliga chefer gör detta. Utifrån denna premiss har vi föreslagit en enkel empirisk prövning av diskrimineringsansatsen. På de arbetsplatser där den kvinnliga representationen i maktstrukturen är relativt stark torde kvinnliga medarbetare vara relativt välavlönade och omvänt torde man kunna förvänta sig att kvinnors löner är lägre på de arbetsplatser där den manliga dominansen bland cheferna är relativt stark.

I den empiriska analysen genomfördes ett antal prövningar av sambandet mellan könssammansättningen på chefsnivå å ena sidan och kvinnors och mäns löner å andra sidan. Utfallet av analyserna ger klart stöd åt idén att maktstrukturens könssammansättning är av betydelse för de anställdas löner. Då kvinnor med liknande kvalifikationer och jobbkrav jämförs framkommer att de kvinnor som arbetar i organisationer där relativt många av cheferna är män har märkbart lägre löner än kvinnor som är anställda på arbetsplatser med relativt få manliga chefer. Detta resultat är speciellt tydligt för arbetsplatser vid vilka beslut om lönesättning fattas på lägre nivåer än hos högste arbetsplatschefen, vilket tyder på att flexibilitet i lönesättningen ökar utrymmet för orättfärdiga löneskillnader. Resultaten tyder även på att könssammansättningen bland cheferna på arbetsplatserna inte tycks påverka mäns löner nämnvärt. Män har varken högre eller lägre löner på de arbetsplatser där förhållandevis många av cheferna är män. Analysresultaten kan därmed sägas vara förenliga med tolkningar dels i termer av att manliga beslutsfattare aktivt diskriminerar kvinnor i lönesättningsprocessen, dels i termer av att kvinnliga beslutsfattare i jämförelse med manliga registrerar och belönar de kvinnliga anställdas produktivitet och kompetens på ett mera rättvisande sätt.

172 Enligt vårt tidigare resonemang om sociala nätverks betydelse för diskriminering kan de empiriska resultaten i denna studie tolkas i termer av att kvinnliga anställda både som individer och som representanter för ett kvinnodominerat yrke har lättare att göra sig gällande i förhandlingar och konflikter rörande fördelningsfrågor på de arbetsplatser där den hierarkiska strukturen inte domineras av män. Det tycks vara enklare för kvinnor att vinna gehör för sina krav på och argument för högre lön när kvinnornas representation är relativt omfattande i de delar av arbetsplatsens sociala nätverk där viktiga beslut fattas. En viktig distinktion i teorier om könslönediskriminering är huruvida diskriminering riktas gentemot individuella kvinnliga anställda (direkt diskriminering) eller mot typiska kvinnojobb och kvinnoyrken (värdediskriminering). I princip kan det faktum att kvinnor har lägre löner på arbetsplatser där relativt många av cheferna är män vara genererat av båda dessa typer av diskriminering. Som nämnts i teorigenomgången ovan har tidigare forskning på området visat att det finns fog för att tro att den diskriminering som riktas mot typiska kvinnojobb är av större vikt för könslöneskillnaderna än vad direkt diskriminering mot individer är. För att empiriskt kunna särskilja dessa två typer av diskriminering och relatera dem till maktstrukturens könssammansättning krävs dock att man förfogar över datamaterial som omfattar information om ett större antal anställda på varje arbetsplats. Oavsett hur framtida analyser av mer omfattande datamaterial utfaller torde man utifrån denna studie kunna dra slutsatsen att analyser av den hierarkiska maktstrukturens könssammansättning bör utgöra en viktig del i förståelsen av processer bakom könslöneskillnaderna på arbetsmarknaden. Eftersom föreliggande studie oss veterligen är den första i sitt slag bör emellertid resultaten tolkas med viss försiktighet. Givet att forskningen är en process där hypoteser formuleras och prövas empiriskt varvid de antingen förkastas eller tillfälligt antas, vill vi hävda att den centrala hypotesen som legat till grund för våra analyser kan sägas ha överlevt åtminstone en första empirisk prövning.

––––––––––––––––––––

Vi vill tacka kollegerna vid Institutet för social forskning och Sociologiska institutionen vid Stockholms universitet samt bokens redaktörer för värdefulla kommentarer på detta kapitel.

Litteraturförteckning

Acker, J. (1987) ”Sex bias in job evaluation: a comparable worth issue”, i Bose, C. E.

& Spitze, G. D. (red.), Ingredients for women’s employment policy. Albany: State of University of New York Press.

Akerlof, G. A. (1982) ”Labor contracts as partial gift exhange”, Quarterly Journal of

Economics, 97: 543–569.

Andersen, C. D. & Tomaskovic-Devey, D. (1995) ”Patriarchal pressures: an

exploration of organizational processes that exacerbate and erode gender earnings inequality”, Work and Occupations, 22: 328–356.

Baron, J. N. (1991) ”Organizational evidence of ascription in labor markets”, i

Cornwall, R. R. & Wunnava, P. V. (red.), New approaches to economic and

social analyses of discrimination, New York: Praeger Publishers.

Baron, J. N., Mittman, B. S. & Newman, A. E. (1991) ”Targets of opportunity:

organizational and environmental determinants of gender integration within the California Civil Service, 1979–1985”, American Journal of Sociology, 96: 1362–1401.

Baron, J. N. (1994) ”Organizational evidence of ascription in labor markets”, i

Burstein, P. (red.), Equal employment opportunity: labor market discrimination

and public policy, New York: Aldine de Gruyter.

Baron, J. N. & Newman, A. E. (1989) ”Pay the man: effects of demographic

composition of prescribed wage rates in the California Civil Service”, i Michael, R. T., Hartmann, H. I. & O’Farrell, B. (red.), Pay equity: empirical inquiries, Washington: National Academy Press.

Bielby, W. T. & Baron, J. N. (1986) ”Men and women at work: sex segregation and

statistical discrimination”, American Journal of Sociology, 91: 759–797.

Brass, D. J. (1985), ”Men’s and women’s networks: a study of interaction patterns

and influence in an organization”, Academy of Management Journal, 28: 327–343.

Burstein, P. (1994) ”Theories about discrimination and what to do about it”, i

Burstein, P., (red.), Equal employment opportunity: labor market discrimin a-

tion and public policy, New York: Aldine de Gruyter.

Burt, R. S. (1995) Structural holes: the social structure of competition , Cambridge,

Mass: Harvard University Press.

Doeringer, P. B. & Piore, M. J. (1971) Internal markets and manpower analysis,

Lexington: Heath Lexington.

England, P. (1984) ”Wage appreciation and depreciation: a test of neoclassical

economic explanations of occupational sex segregation”, Social Forces, 62: 726–749.

England, P. (1992) Comparable worth: theories and evidence, New York:

Aldine de Gruyter.

England, P. m.fl. (1988) ”Explaining occupational sex segregation and wages:

findings from a model with fixed effects”, American Sociological Review, 53: 544–558.

England, P. m.fl. (1994) ”The gendered valuation of occupations and skills: earnings

in 1980 Census occupations”, Social Forces, 73: 65–99.

England, P. & Farkas, G. (1986) Households, employment, and gender: A social,

economic and demographic view, New York: Aldine de Gruyter.

Fischer, C. & Oliker, S. J. (1983) ”A research note on friendship, gender, and the life

cycle”, Social Forces, 62: 124–133.

Fritzell, J. & Lundberg, O. (1994) Vardagens villkor: levnadsförhållanden i Sverige

under tre decennier, Stockholm: Brombergs förlag.

le Grand, C., Szulkin, R. & Tåhlin, M. (1994) ”Organizational structures and job

Rewards in Sweden”, Acta Sociologica, 37: 231–252.

Hartmann, H. (1976) ”Capitalism, patriarchy, and job segregation by sex”, i Blaxall,

M. & Reagan, B. (red.), Women and the workplace, Chicago: University of Chicago Press.

Kalleberg, A. L. (1994) ”Studying employers and their employees: comparative

approaches”, Acta Sociologica, 37: 223–229.

Kalleberg, A. L., Wallace, M. & Althauser, R. P. (1981) ”Economic segmentation,

worker power, and income inequality”, American Journal of Sociology, 87: 651–683.

Kilbourne, B. S. m.fl. (1994) ”Returns to skill, compensating differentials, and

gender bias: effects of occupational characteristics on the wages of white women and men”, American Journal of Sociology, 100: 689–719.

Löfström, Å. (1993) Ju fler kvinnor desto lägre lön? En test av crowdinghypotesen,

Umeå Economic Studies 323.

Marini, M. (1989) ”Sex differences in earnings in the United States”, Annual Review

of Sociology, 15: 343–380.

Marsden, P. V. (1987) ”Core discussion networks of Americans”, American

Sociological Review, 52: 122–131.

Mincer, J. (1974) Schooling, experience and earnings, New York: National Bureau

of Economic Research.

Mincer, J. & Polachek, S. (1974) ”Family investment in human capital: earnings of

women”, Journal of Political Economy, 82: S76–S108.

Petersen, T. & Morgan, L. A. (1995) ”Separate and unequal: occupation-

establishment sex segregation and the gender wage gap”, American Journal of

Sociology, 101: 329–365.

Phelps, E. S. (1972) ”A statistical theory of racism and sexism”, American Economic

Review, 62: 659–661.

Reskin, B. F. (1988) ”Bringing the men back in: sex differentiation and the

devaluation of women’s work”, Gender and Society, 2: 58–81.

Rogers, E. M. & Kincaid, D. L. (1981) Communication networks, New York:

Free Press.

Shepela, S. T. & Viviano, A. T. (1984) ”Some psychological factors affecting job

segregation and wages”, i Remick, H. (red.), Comparable worth and wage

discrimination: technical possibilities and political realities , Philadelphia:

Temple University Press.

Tomaskovic-Devey, D. (1993) Gender & racial inequality at work. The sources &

consequences of job segregation, Ithaca: ILR Press.

Tomaskovic-Devey, D. (1995) ”Sex composition and gendered earnings inequality –

a comparison of job and occupational models”, i Jacobs, J. A. (red.), Gender

inequality at work, London: Sage.

Tomaskovic-Devey, D., Kalleberg, A. L. & Marsden, P. V. (1996) ”Organizational

patterns of gender segregation”, i Kalleberg, A. L. m.fl. (red.), Organizations in

America. Analyzing their structures and human resource practices, Thousand

Oaks: Sage.

Treiman, D. & Hartmann, H. (1981) Women, work, and wages: equal pay for jobs of

equal value, Washington: National Academy Press.

Tsui, A. S. & O’Reilly, C. A. (1989), ”Beyond simple demographic effects: the

importance of relational demography in superior-subordinate dyads”, Academy

of Management Journal, 32: 402–423.

Bilaga 1

Datamaterial och variabelbeskrivningar

Den anställdes lön mäts utifrån den naturliga logaritmen av bruttotimlönen. Eftersom flertalet anställda inte erhåller fasta timlöner har andra löneformer, som exempelvis månadslön, veckolön, bonus, ackord, och ersättning för övertid och obekväm arbetstid omräknats till timlön utifrån uppgifter om individens arbetstid.

Den anställdes kön indikeras av en variabel som antar värdet 1 för kvinnor och värdet 0 för män. Individens utbildning avser det totala antalet år i formell utbildning. Arbetslivserfarenhet är det antal år som individen arbetat totalt. För att beakta att det finns avtagande effekter av arbetslivserfarenhet inkluderas även kvadrattermen av arbetslivserfarenhet i analyserna. Anställningstid anger det antal år som respondenten arbetat hos sin nuvarande arbetsgivare. Variabeln upplärningstid i arbetet refererar till den tid det tar för den anställde att lära sig utföra sitt arbete relativt väl, vid sidan av den kompetens som krävs av individen vid anställningstillfället. Värdena för denna variabel utgör en skala där 1 indikerar den kortaste upplärningstiden och 7 den längsta upplärningstiden. Utbildningskrav i arbetet indikerar det antal år i utbildning utöver folk- eller grundskola som krävs i arbetet.

Andelen manliga chefer beräknas utifrån andelen män bland samtliga chefer på arbetsplatsen. Andelen kvinnor i organisationen refererar till den andel av samtliga anställda på arbetsplatsen som är kvinnor. Vidare inkluderas i analyserna andelen kvinnor i respondentens yrke beräknad utifrån uppgifter från 1990 års Folk- och Bostadsräkning. Dessa tre variabler som mäter könssammansättning varierar från 0 till 1. Variabeln som mäter den anställdes anställningssektor antar värde 1 för offentlig sektor och värde 0 för privat sektor. Den genomsnittliga lönenivån i arbetsorganisationen beräknas utifrån information om den genomsnittliga lönenivån för tre kategorier av

176 anställda, nämligen högre tjänstemän, övriga tjänstemän samt arbetare.

Bilaga 2

Beskrivningar av variablerna i analyserna

Beskrivning av undersökningens variabler. Kvinnor och män separat. (Genomsnittsvärden där inget annat anges.)

Kvinnor Män

Genomsnittlig timlön i kronor

72,70 88,90

Andel manliga chefer (procent)

50 85

Arbetslivserfarenhet, antal år

17,2 20,1

Anställningstid nuv. arb.givare, antal år

9,8 10,8

Utbildningstid, antal år

11,5 11,6

Utbildningskrav, antal år

2,3 2,7

Upplärningstid i arbetet

4,3 5,4

Antal underordnade

2,2 6,8

Andel kvinnor på arbetsplatsen

67,3 32,8

Andel kvinnor i yrket

73,7 26,4

Genomsnittslön på arbetsplatsen

78,10 82,70

Offentlig sektor (procent)

64,6 33,5

Privat sektor (procent)

35,4 66,5

Sidoförmåner 7 – skillnader mellan kvinnor och män

LENA G

RANQVIST

7.1 Vad är anställningsförmåner?

Traditionella studier av löneskillnader mellan män och kvinnor ger ingen fullständig beskrivning av könsskillnader i ersättningen för arbete. Ett skäl är att man inte inkluderar annan ersättning än penninglön, dvs. ingen hänsyn tas till de icke-kontanta anställningsförmånerna. Detta kan leda till att lönediskrimineringens styrka felbedöms. I arbetstagarens ersättning för arbete ingår inte bara penninglönen utan också värdet av alla förmåner som uppkommer till följd av anställningen, t.ex. sedvanliga sidoförmåner (naturaförmåner) och lönerelaterade försäkringsrättigheter. Även mer svårmätbara förmåner såsom arbetsförhållanden skulle kunna inbegripas i det totala lönebegreppet. Anställningsförmånernas andel av den totala ersättningen tenderar att öka i industriländerna. Om kvinnor har färre och mindre värdefulla anställningsförmåner än män är det tänkbart att denna ökning av anställningsförmånernas andel av den totala ersättningen på sikt ökar skillnaderna mellan könen ytterligare. Det finns mycket litet forskning om detta. Syftet med detta kapitel är att utifrån data från 1991 studera om det existerar skillnader mellan kvinnor och män i förekomsten av ett antal sedvanliga sidoförmåner. I nästa avsnitt diskuteras möjliga orsaker till förekomsten av anställningsförmåner. I det tredje avsnittet behandlas tänkbara förklaringar till skillnader i anställningsförmåner mellan män och kvinnor. Det fjärde avsnittet tar upp tidigare studier. Data och analysmetoden presenteras i det femte avsnittet. I det sjätte avsnittet diskuteras resultaten av de empiriska analyserna medan det sjunde och sista avsnittet innehåller en sammanfattande diskussion.

178 I litteraturen är begreppet anställningsförmåner (non-wage benefits, fringe benefits) mångskiftande.1 Det försvårar internationella jämförelser, men en klar skiljelinje kan dras mellan USA och Europa. I USA står de försäkringsmässiga förmånerna för en värdemässigt sett mycket större andel av totalersättningen än i Europa. De viktigaste amerikanska förmånerna är sjuk- och pensionsförsäkringarna, vilket avspeglar den offentliga sektorns svaga ställning. Men vi ser kanske ett trendskifte även i Europa mot mera arbetsgivaransvar (se t.ex. Rein och Wadensjö, 1997). Även om förmånerna i de nordiska länderna i dagens läge inte värdemässigt kan mäta sig med de amerikanska, så börjar exempelvis pensionsförsäkringar som arbetsgivaren tecknar för sin arbetstagare i stället för lönelyft att bli ett allt vanligare fenomen också här. Under det senaste året har debatten om anställningsförmåner varit livlig. Några exempel är att en lägre beskattning av bilförmånen fr.o.m. 1997 sägs gagna manliga höginkomsttagare, skatteministerns uttalanden om att persondatorer som används i hemmet och bekostas av arbetsgivaren inte bör beskattas och Telia-chefen som fick städhjälp i hemmet som en anställningsförmån. Vi ser med andra ord tendenser till att dylika förmåner blir en allt viktigare del i arbetstagarens totala ersättning, men frågan är om ökningen sker för både män och kvinnor. En uppluckrad och mera decentraliserad arbetsmarknad med stora grupper av arbetstagare med en lösare anknytning till arbetsmarknaden än tidigare, gör det svårare att överblicka kvinnors och mäns ställning på arbetsmarknaden, och därmed svårare att ”mäta” jämställdhet. En ökad jämställdhet vad gäller penninglönen kan t.ex. motverkas av ökade skillnader i anställningsförmånerna. I ett långsiktigt perspektiv bör också återverkningarna av en föränderlig arbetsmarknad på lönebildningen analyseras, t.ex. att synen på arbete eventuellt förändras. Olika icke-pekuniära aspekter på arbete kan få allt större betydelse i framtiden. Exempelvis visar en studie utförd av Institutet för framtidsforskning (Andersson m.fl., 1997:60) att gymnasieungdomars syn på yrkeslivet har förändrats. Ett rörligt och självständigt arbete står högre på rankinglistan än hög lön. Det är också tänkbart att attitydförändringar vad det gäller inställningen till arbete är olika för män och kvinnor.

1 I vissa studier definieras ersättning för icke arbetad tid, bl.a. semesterersättning, som anställningsförmåner.

7.2 Varför förekommer anställningsförmåner?

Det finns många förklaringar till förekomsten av anställningsförmåner. Här kommer endast några att nämnas. Man kan dela in förklaringarna i tre huvudgrupper. Förekomsten av anställningsförmåner hänger ihop med: a) arbetstagarens preferenser, b) arbetsgivarens produktionskostnader, c) institutionella förhållanden såsom skattesystemet och löneförhandlingssystemet.

I nationalekonomisk teori analyseras anställningsförmåner utifrån att anställda har möjlighet att välja sammansättningen av den totala ersättningen för arbete vad gäller dess fördelning på penninglön och anställningsförmåner. I denna ansats är arbetsgivaren bara intresserad av den totala kostnaden för ersättningen (arbetsinsatsen antas ej påverkas av sammansättningen). Typiskt för anställningsförmåner är att de vanligtvis inte kan säljas vidare på en marknad och att konsumtion av förmåner är bunden till anställningsförhållandet. Den teoretiska diskussionen har främst fokuserats på huruvida arbetstagaren är villig att byta ut penninglön mot anställningsförmåner, dvs. på förekomsten av en ”trade-off” mellan de två ersättningsformerna. Lön i form av anställningsförmåner inskränker arbetstagarens konsumtionsmöjligheter till att enbart gälla konsumtion av förmånen. Det talar för att den anställde vill ha ut sin ersättning i form av lön. Men vissa anställningsförmåner är av den typen att den anställde inte har någon möjlighet att med sin penninglön köpa dem på marknaden, vilket motiverar förekomsten av förmånerna. Ett exempel är ”en trevlig och inspirerande arbetsmiljö” som inte går att köpa för pengar på marknaden.

Delar av resonemanget ovan förändras om beskattningen av penninglönen och anställningsförmånerna skiljer sig från varandra på så sätt att anställningsförmåner har en lägre beskattning. Värdet på förmånen efter skatt kan i så fall vara högre för arbetstagaren än värdet av motsvarande penninglön efter skatt. Denna icke-neutralitet i beskattningen antas göra arbetstagaren mer villig att byta ut penninglön mot anställningsförmåner. Detta kan också leda till ett positivt samband mellan förekomsten av anställningsförmåner och penninglön. Höga marginalskatter på penninglönen gör att skattefördelen av de lägre beskattade anställningsförmånerna är störst för höginkomsttagare. Förmånerna kan på detta sätt helt eller delvis upphäva effekten av den progressiva beskattningen av penninglönen.

Anställningsförmåner kan även användas för att markera en hög position i arbetsplatshierarkin (Green m.fl., 1985). De anställda kan vara intresserade av den status som ges genom vissa anställningsförmåner, t.ex. en flott tjänstebil. På grund av statuseffekten anser

180 arbetstagaren att förmånen har ett högre värde än motsvarande ersättning i termer av penninglön.

Hittills har förekomsten av anställningsförmåner enbart diskuterats ur arbetstagarens synvinkel. Men deras förekomst kan också förklaras av fördelar som arbetsgivaren kan tänkas få genom att i stället för penninglön betala ut ersättning i form av anställningsförmåner. En sådan fördel kan vara att arbetsgivaren kan utnyttja s.k. skalfördelar i produktionen av förmånen, dvs. möjligheten att producera stora volymer av en vara. Ett exempel är då arbetstagaren erhåller en del av sin lön i form av företagets egna produkter, t.ex. förmånliga lån för bankanställda. I dessa fall kan visserligen en lägre kostnad komma både arbetsgivaren och arbetstagaren till del; arbetstagaren får varan billigare jämfört med om han/hon köper den själv och produktionskostnaden är låg för arbetsgivaren t.ex. på grund av att varan produceras inom företaget. Om arbetsgivaravgifter/löneskatter inte är neutrala när det gäller utbetalningen i form av penninglön och anställningsförmåner kan arbetsgivaren också ha skattefördelar av att byta ut en del av arbetsersättningen mot anställningsförmåner.

Det kan också ligga i arbetsgivarens intresse att erbjuda anställningsförmåner till vissa av sina anställda på grund av att detta kan påverka hur de beter sig. Inom humankapitalteorin antas att investeringar i humankapital (utbildning, arbetslivserfarenhet, anställningstid etc) ökar individens produktivitet och därmed resulterar i löneökningar. I detta fall kan anställningsförmåner tänkas hänga samman med s.k. företagsspecifikt humankapital som antas höja produktiviteten hos den anställde inom det aktuella företaget. Det företagsspecifika humankapitalet utgör alla specifika kunskaper och erfarenheter som arbetstagaren förvärvat genom arbete och utbildning inom företaget. En förutsättning för att företaget skall få avkastning på investeringar i företagsutbildning av sina anställda är att de anställda stannar kvar tillräckligt länge i företaget. Därför är det viktigt för företaget att minska personalomsättningen av denna kategori av anställda. Specialutformade ”ersättningspaket” som innehåller både penninglön och anställningsförmåner kan utgöra ett medel att hålla kvar arbetstagaren inom företaget. Detta gäller också i en anställningssituation där företaget vill locka till sig rätt sorts arbetstagare. För att kunna erbjuda olika förmånspaket är det ofta en förutsättning att företaget är tillräckligt stort. Förutsägelsen utifrån denna teoriansats är att förekomsten av förmåner är positivt korrelerad med både företagsutbildning och företagsstorlek.

Vissa branscher, såsom högteknologibranscher, är beroende av högutbildad arbetskraft i större utsträckning än andra branscher. För att hålla kvar den välutbildade arbetskraften inom sådana branscher

kan arbetsgivarna betala ett pålägg utöver den ”marknadsmässiga” lönen i form av t.ex. anställningsförmåner.2 Motiveringen till att pålägget betalas ut i termer av anställningsförmåner i stället för penninglön är att ”klistereffekten”, dvs. arbetsgivarens möjlighet att binda den anställda till företaget, eventuellt är större vad gäller vissa typer av anställningsförmåner än vad gäller penninglön. Detta kan gälla de ”nya” branscherna, såsom IT-branschen där verksamheten nästan helt byggs upp kring det ”mänskliga kapitalet”. Dessa branscher går också ofta i bräschen för ett annorlunda tänkande vad det gäller personalpolitik, t.ex. genom att ta fasta ”på andra värden än de som bara syns i lönekuvertet”3 då personal rekryteras.

En annan förklaring till skillnader i anställningsförmåner mellan branscher när det gäller den svenska arbetsmarknaden är att anställningsförmåner kan utnyttjas som ett medel att motverka effekterna av den solidariska lönepolitiken och som ett löneglidningsinstrument. Förutsägelsen utifrån dessa förklaringar är att anställningsförmånerna kan väntas öka löneskillnaderna mellan branscher och att vissa typer av anställningsförmåner knyter arbetstagaren till arbetsgivaren mer än andra.

Orsakerna till förekomsten av anställningsförmåner kan samman-

fattas som att 1) de ger skattefördelar för både arbetstagare och arbetsgivare 2) de ger status åt arbetstagaren 3) det finns skalfördelar i produktionen av förmånerna som gagnar både arbetstagare och arbetsgivare 4) de minskar omsättningen av arbetstagare och lockar till sig rätt sorts arbetstagare, 5) de ger möjlighet att kringgå solidarisk lönepolitik och fungerar som ett löneglidningsinstrument.

Hittills har vi fokuserat på orsakerna till förekomsten av anställningsförmåner, men en naturlig följdfråga är om vi kan säga något om hur anställningsförmåner är fördelade mellan kvinnor och män. En

konsekvens av de olika förklaringarna till förekomsten av anställ-

ningsförmåner är att det uppstår skillnader i innehavet av anställningsförmåner mellan olika grupper på arbetsmarknaden. Vi kan förvänta oss att anställningsförmåner förekommer oftare bland höginkomsttagare och högutbildade och bland personer med hög socio-ekonomisk ställning. Vi kan också förvänta oss skillnader mellan olika branscher och arbetsplatser. Som en sammanfattning kan

2 Detta är vad som i nationalekonomisk teori benämns effektivitetslöner.3 Formuleringen är hämtad ur en annons i DN (1997-09-04) genom vilken företaget WM-data önskar rekrytera nya medarbetare. Annonsen har rubriken ”Arbetslivet har två sidor”. Annonsens tema går ut på att poängtera medarbetarnas möjlighet att ”tack vare företagets attityd och vidöppna kanaler kunna sköta arbetet mitt i barnledigheten. Företaget är föregångare i att bygga sociala relationer mellan sina anställda, deras familjer och kunden.”

182 sägas att skillnader i förekomsten av anställningsförmåner borde förklaras av skillnader i ett antal faktorer som beskriver arbetstagaren, arbetsgivaren, anställningsförhållandet, arbetsplatsen och arbetsmarknaden över lag. Vi vet att kvinnor skiljer sig från män på många av dessa punkter. Två uppenbara skillnader är att kvinnor har relativt sett lägre penninglöner än män och att de inte arbetar inom samma branscher och yrken. Frågan är om eventuella skillnader i anställningsförmåner mellan kvinnor och män kan hänföras till skillnader i de faktorer som beskrivits ovan eller om skillnader mellan kvinnor och män kvarstår även efter det att man kontrollerat för dessa faktorer. Uttryckt på ett annat sätt är frågan om det finns ytterligare könsskillnader i anställningsförmåner vilka inte kan hänföras till de beskrivna bakgrundsfaktorerna.

7.3 Varför kan det finnas skillnader i anställningsförmåner mellan män och kvinnor?

I detta avsnitt behandlas tänkbara förklaringar till skillnader i kvinnors och mäns innehav av anställningsförmåner. Ett sätt att analysera hur kön kan påverka förekomsten av anställningsförmåner är att knyta an till teorier som förklarar skillnader mellan män och kvinnor på arbetsmarknaden.

Arbetstagaren antas välja ett kompensationspaket som innehåller penninglön, anställningsförmåner och mera svårmätbara egenskaper hos arbetet såsom arbetsförhållanden och möjligheter till ett självständigt arbete. Negativa egenskaper hos arbetet måste, allt annat lika, kompenseras av högre penninglön, och positiva egenskaper hos arbetet kan arbetstagaren, allt annat lika, vara villig att ”betala för” genom att acceptera en lägre penninglön. Sådana s.k. kompenserande löneskillnader kommer således att återspegla hur arbetstagaren värderar allt från subventionerade luncher till flexibla arbetstider. Vidare gäller att inom teorin om heterogena preferenser antas vissa arbetstagare värdera arbetets icke-pekuniära egenskaper högre än andra (Atrostic, 1982).

Resonemanget rörande skillnader mellan män och kvinnor utifrån ovanstående teoriansatser är i huvuddrag det följande: Kvinnor antas i högre grad än män, t.ex. på grund av familjeskäl, föredra vissa ickepekuniära egenskaper hos ett arbete, såsom en flexibel arbetstid. Även Beckers (1985) humankapitalmodell, som antar att kvinnor har en komparativ fördel i hushållsproduktionen, ger liknande förutsägelser rörande kvinnors innehav av anställningsförmåner: Kvinnor väljer arbeten där yrkeskunskaper inte föråldras så snabbt för att under vissa perioder kunna vara borta från arbetsmarknaden på grund av barn

utan alltför höga kostnader i form av försämrad framtida löneutveckling. Variabler som fångar upp kvinnors specialisering i hushållet borde enligt denna teori vara negativt korrelerade med anställningsförmåner som är jämförbara med penninglön. Alternativt väljer kvinnor anställningsförmåner som är ägnade att underlätta en kombination av yrkesarbete och hushållsarbete. Det är tänkbart att kvinnor föredrar vissa typer av anställningsförmåner i högre grad än män. Ett exempel kan vara privata hushållstjänster, som företaget köper av tjänsteföretag för sina anställdas räkning. Det är troligt att en kvinna med små barn föredrar förmånliga städtjänster framför t.ex. en bilförmån. Detta resonemang förutsätter alltså att kvinnor även då ersättningspaketen utformas antas ta ett större ansvar för familj och hushåll än män. Riktningen på sambandet mellan förekomsten av anställningsförmåner och kön är därför beroende av vilken typ av anställningsförmåner som studeras.

Även utifrån teorin för interna arbetsmarknader kan anställningsförmåner ses som en möjlig kontrollmekanism för att minska omsättningen av personal och för att knyta arbetstagaren hårdare till företaget. Som en följd kan vissa arbetstagare finna sig vara ”inlåsta” i företaget, vilket kan hämma karriärutvecklingen. Det är också tänkbart att vissa typer av anställningsförmåner kan skapa karriärfällor för kvinnor i högre grad än för män. Man kan tänka sig att kvinnor av olika orsaker har en sämre karriärutveckling än män, vilket i så fall inte enbart har negativa effekter på penninglöneutvecklingen, utan också på förekomsten av anställningsförmåner. Men det är också möjligt att tänka sig att kvinnor hålls kvar i vissa branscher på grund av förekomsten av anställningsförmåner. Exempelvis så förekommer det inom varuhandeln rikligt med rabattförmåner som kan utgöra värdefulla tillskott till den kontant utbetalda lönen, speciellt kanske för anställda inom dagligvaruhandeln. Kvinnor anställda inom denna sektor kanske bedömer (se resonemanget ovan) att förmånerna har en avgörande betydelse för familjeekonomin, speciellt när de har flera barn. Kvinnorna kanske väljer bort alternativa arbeten som på längre sikt ger en bättre löneutveckling, eftersom förmånerna gagnar familjeekonomin i nuläget. Även om värdet av totallönen som inkluderar sidoförmånerna kan vara större än i andra branscher, kan ett sådant löneutbetalningssystem ha negativa effekter på lång sikt. Men givetvis finns det också anställningsförmåner som arbetsgivaren erbjuder för att uttryckligen underlätta karriärutvecklingen för de anställda. Ett exempel som nämndes ovan var städ- och andra hushållstjänster som troligen gagnar kvinnor mer än män. Men anställningsförmåner kan också studeras som en effekt av karriärutvecklingen, dvs. avkastningen av byten till bättre arbeten kan i stället

184 för i form av löneökningar uppträda i form av fler anställningsförmåner, t.ex. större möjligheter till flexibel arbetstid. Det är möjligt att kvinnor oftare än män erhåller/väljer denna typ av förmåner som ett resultat av befordran.4

En annan förklaring till att det finns skillnader i anställningsförmåner mellan kvinnor och män hänger ihop med att män har relativt sett högre arbetsinkomster, som kan bestå av både penninglön och anställningsförmåner, än kvinnor. Det kan finnas flera orsaker till skillnader i totala arbetsinkomster – förklaringarna kan sökas i skillnader i utbildning m.m., men också i diskriminering. Om män har högre totalinkomster kan de ha både högre penninglöner och mer anställningsförmåner än kvinnor. De högre penninglönerna för männen än för kvinnorna gör det också mer ”lönsamt” för männen att ta ut en större del av den totala arbetsinkomsten i form anställningsförmåner, t.ex. på grund av skatteskäl som diskuterades i föregående avsnitt. Uttryckt på ett annat sätt kan alltså eventuella könsskillnader i anställningsförmåner delvis bero på att kvinnor i större utsträckning än män har låga penninglöner. Enligt detta resonemang borde ett positivt samband mellan penninglön och anställningsförmåner fånga upp könsskillnader i anställningsförmåner.

Enligt den diskrimineringsteoretiska crowding-modellen hopas kvinnorna i kvinnoyrken och kvinnobranscher antingen för att de avskräcks eller hindras från att söka andra arbeten. ”Trängseln” av kvinnor förorsakar lägre löner för dessa arbeten än för arbeten som främst innehas av män. Könssegregeringen av arbetsmarknaden syns också i uppdelningen av arbetskraften mellan den privata och offentliga sektorn med merparten av kvinnorna sysselsatta i den senare sektorn. Men skillnader i anställningsförmåner mellan män och kvinnor kan också mer direkt bero på segregering och/eller diskriminering. Enligt denna hypotes är det troligt att liksom det kan förekomma direkt lönediskriminering av kvinnor kan det också förekomma diskriminering i form av skillnader mellan kvinnor och män rörande anställningsförmåner; dvs. könsskillnaderna i anställningsförmånerna hänger ihop med könsskillnader i penninglönen. Det kan också finnas diskriminering när det gäller anställningsförmåner, som inte uppträder för penninglönen. Det kan tänkas vara lättare för arbetsgivaren att utnyttja anställningsförmåner än penninglön för att favorisera vissa arbetstagare, t.ex. män. Sådana ”löneskillnader” syns inte i den reguljära lönestatistiken – anställningsförmånerna kan i så

4 Se Granqvist och Persson (1997a) och samma författares kapitel om könsskillnader i karriärrörlighet inom varuhandeln för Kvinnomaktutredningen (Granqvist och Persson (1997b).

fall utgöra en form av ”dolt diskrimineringsinstrument”. Förutom segregering/diskriminering som finns på yrkes-/branschnivå är det därför tänkbart att det existerar någon form av segregering/diskriminering på arbetsplatsnivå när det gäller förekomsten av anställningsförmåner. Segregering/diskriminering på arbetsplatsnivå kan ses som ytterligare en nivå av segregering/diskriminering.5

Utifrån genomgången ovan kan man sammanfattningsvis särskilja tre i viss utsträckning överlappande hypoteser om varför det finns skillnader mellan kvinnor och män i förekomsten av anställningsförmåner och om hur dessa skillnader kan väntas se ut. Dessa är:

1 Kvinnor väljer arbeten som går att kombinera med hem och familj. Deltidsarbete, antal barn civilstånd (gift eller sambo) antas vara negativt korrelerade med nästan alla typer av anställningsförmåner. Vissa anställningsförmåner som är ägnade att underlätta kombinationen av yrkesarbete och familj kan dock vara positivt korrelerade med dylika ”familjevariabler”. 2 Skillnader i anställningsförmåner mellan män och kvinnor förklaras av skillnader i penninglön, dvs. ett positivt samband mellan penninglön och anställningsförmåner borde fånga upp könsskillnader i anställningsförmåner. 3 Kvinnor har färre anställningsförmåner som en följd av segregering och/eller diskriminering på arbetsmarknaden. Skillnaderna förklaras av att svenska kvinnor för det mesta arbetar inom den offentliga sektorn. Alternativt förklaras skillnaderna av att ju mer kvinnodominerad branschen eller arbetsplatsen är, desto lägre är sannolikheten för förekomsten av anställningsförmåner.

7.4 Tidigare studier

Forskningen om anställningsförmåner har varit eftersatt främst genom bristande tillgång på data. Under senare år har det dock skapats datamängder där information om denna typ av ersättning för arbete inkluderats. De flesta studier om anställningsförmåner rör lönerelaterade försäkringsförmåner, såsom pensionsförmåner. Så gott som alla amerikanska studier handlar om denna typ av anställningsförmåner. Currie (1993) finner att det finns skillnader mellan kvinnor och män i förekomsten av pensionsförmåner, hälsoförsäkringar och olycksfallsförsäkringar även då man kontrollerar för ålder, utbildning, civilstånd och antal barn. Even och Macpherson (1991) rapporterar att

5 Se kapitlet av Hultin och Szulkin (1997) i denna volym om könsdiskriminering på arbetsplatsnivå.

186 amerikanska kvinnor har 11 till 19 procent lägre sannolikhet än män att erhålla hälso-, liv- och pensionsförsäkringsförmåner.

Det finns ytterst få europeiska studier rörande lönerelaterade försäkringsförmåner. Frågan om de svenska kvinnornas omfattande deltidsarbete påverkar omfattningen av anställningsförmånerna har vad gäller pensionsförmånerna studerats av Ståhlberg (1995), som finner att ATP- och avtalspensionsreglernas utformning i vissa fall gagnade deltidsarbetande kvinnor jämfört med heltidsarbetande kvinnor. Selén och Ståhlberg (1996a) analyserar ATP- och avtalspensionsrättigheternas effekt på lönespridningen då förmånsvärdena inkluderas i lönemåttet. De finner att spridningen ökar. I en annan studie (Selén och Ståhlberg, 1996b) finner de att effekten av arbetslivserfarenhet på lönetillväxten är större då pensionsförmånerna inkluderas i lönemåttet.

Det finns några europeiska studier om sedvanliga sidoförmåner. Green m.fl. (1985) analyserar sannolikheten att erhålla ett antal sedvanliga sidoförmåner utifrån brittiska data. Huvudresultaten är att (i) höginkomsttagare har större sannolikhet än låginkomsttagare att ha de flesta av förmånerna; (ii) arbetstagare med en högre socioekonomisk position har mer anställningsförmåner; (iii) heltidsanställda har överlag fler förmåner än deltidsanställda, (iv) män har fler förmåner än kvinnor; (v) förekomsten av anställningsförmåner varierar kraftigt mellan branscher.

Knudsen (1991) analyserar könsskillnader i förekomsten av norska sidoförmåner. Huvudresultatet är att män erhåller fler sidoförmåner än kvinnor som ett resultat av sin relativt sett högre position på arbetsmarknaden och i företaget.

Granqvist (1997) som studerar sedvanliga sidoförmåner utifrån finska data visar att män har större sannolikhet att erhålla värdefulla förmåner såsom bil-, bostads- och reseförmåner, medan kvinnor oftare erhåller mindre värdefulla förmåner såsom lunchförmåner och teaterbiljetter. I samma studie visas att inkomstojämlikheten mellan olika yrkesgrupper ökar då totalvärdet av sidoförmåner per person inkluderas i lönemåttet. I de högsta tio procenten av lönefördelningen är skillnaderna mellan mäns och kvinnors genomsnittliga förmånsvärden allra störst. I Granqvist (1997 och 1998) visas att lönegapet mellan kvinnor och män och männens avkastning på investeringar i utbildning underskattats när sidoförmåner utelämnats ur analysen. Skillnader mellan mäns och kvinnors utbildningsavkastning har därmed tidigare underskattats.

Fornwall (1994) som utnyttjar svenska data avseende unga ekonomer finner att sannolikheten att erhålla en sidoförmån är positivt korrelerad med arbetslivserfarenhet som erhållits före högskoleut-

bildningen, med anställning i Stockholmsområdet och med företagsutbildning. Författaren finner också att sannolikheten att erhålla en sidoförmån är negativt korrelerad med deltidsarbete och med sysselsättning inom den offentliga sektorn.

I SCB:s lönerapport Löner i Sverige 1990–1991 (tabell 2: 60–88) finns vissa uppgifter om summan av beskattningsvärdena av sidoförmåner för kvinnor och män i olika branscher och olika yrkesgrupper. Statistiken visar t.ex. att kvinnliga tjänstemän i snitt erhåller 70 till 94 procent av männens genomsnittliga penninglön beroende på vilken bransch som studeras, medan de motsvarande procentandelarna vad gäller totalvärdet av sidoförmåner rör sig mellan 2 till 70 procent. Detta antyder att sidoförmånerna ökar löneskillnaderna mellan svenska män och kvinnor. Därtill är de mycket ojämnt fördelade mellan branscher.

7.5 Data och metod

Den information om de sedvanliga sidoförmånerna som analyseras här är hämtad från Levnadsnivåundersökningen 1991 (LNU 91; Erikson och Åberg, 1987; Fritzell och Lundberg, 1993). Omkring 6000 slumpmässigt utvalda individer, som utgör ett representativt urval av Sveriges befolkning, intervjuades i fyra omgångar – 1968, 1974, 1981 och 1991. Endast undersökningen från år 1991 innehåller information om sidoförmåner. Frågan som ställdes är:

Har Du genom ditt arbete någon av följande förmåner?

a) andel i företagets vinst,

b) fri bostad eller reducerad hyra,

c) tjänstebil för privat bruk,

d) fri telefon i bostaden,

e) fritidsbostad (gratis eller till ringa kostnad),

f) köp av varor eller tjänster till reducerat pris,

g) aktier, konvertibler, optioner etc till förmånliga villkor,

h) subventionerad lunch.

Informationen om arbetsplatserna är hämtad från Arbetsplatsundersökningen (APU; le Grand m.fl. 1996). Personer som år 1991 var anställda på arbetsplatser med minst tio arbetstagare ingår i undersökningen. En sammanlänkning av APU med LNU91 gör att urvalet minskar med omkring 1000 personer på grund av restriktionen i APU. Två olika urval analyseras: ett LNU91-urval (hädanefter benämnt ”stort urval”) och ett LNU91/APU-urval (hädanefter benämnt ”litet urval”).

Det stora urvalet består av 2597 personer i åldern 18 till 64 år som arbetade deltid eller heltid under år 1991 och för vilka det fanns

188 uppgifter om timlön. Det mindre urvalet är ett underurval av det stora urvalet, nämligen 1666 personer som var anställda på arbetsplatser med minst 10 arbetstagare.

Fördelningen av de olika sidoförmånerna i det stora urvalet presenteras i tabellerna 7.1–7.4. Tabell 7.1 visar att omkring 54 procent av arbetstagarna erhåller minst en förmån, dvs. någon av de analyserade förmånerna. Det är fler män än kvinnor som har sidoförmåner. Bland männen är procentandelen 61 medan den är 47 bland kvinnorna. För varje typ av förmån gäller att en större andel av männen än av kvinnorna erhåller den. Mindre än en procent av arbetstagarna har bostadsförmåner och 33 procent av arbetstagarna erhåller den oftast förekommande sidoförmånen, lunchförmånen. Den sista kolumnen i tabell 7.1 visar hur stor andel av dem som erhåller respektive förmån som är kvinnor. Förutom för lunchförmånen är andelen mindre än hälften. Bara omkring 11 procent av tjänstebilsinnehavarna är kvinnor medan 89 procent är män Av dem som har del i företagets vinst är 77 procent män och 23 procent kvinnor och av dem som får aktier och konvertibler är 69 procent män och 31 procent kvinnor.

Tabell 7.1 Fördelningen av olika sidoförmåner mellan män och kvinnor

Alla (2597) Män (1284) Kvinnor (1313)

Andel kvinnor av arbetstagare med förmånen

Antal Procent Antal Procent Antal Procent Procent

Företagets vinst

163 6,3 126 9,8 37 2,8

22,7

Bostadsförmån

18 0,7 13 1,0 5 0,4

27,8

Tjänstebil

110 4,2 98 7,6 12 0,9

10,9

Telefon

69 2,7 50 3,9 19 1,4

27,5

Fritidsbostad

132 5,1 89 6,9 43 3,3

32,6

Varu- tjänsterabatter 683 26,3 410 31,9 273 20,8

40,0

Aktier, konvertibler 189 7,3 131 10,2 58 4,4

30,7

Lunchförmån

864 33,3 429 33,4 435 33,1

50,3

Åtminstone en förmån 1399 53,9 787 61,3 612 46,6

43,7

Källa: Författarens egna beräkningar utifrån LNU91.

I tabell 7.2 visas hur innehavet av antalet förmåner är fördelat. De flesta personerna har antingen ingen sidoförmån alls eller bara en sidoförmån. Även om inte många har fler än en förmån så finns det skillnader mellan kvinnor och män. Av tabellen framgår att en större andel av männen än av kvinnorna har två eller flera förmåner.

Tabell 7.2 Fördelningen av antalet sidoförmåner per man och kvinna

Alla (2684) Män (1284) Kvinnor (1313)

Antal förmåner per person

Procent av alla

Procent av männen

Procent av kvinnorna

0

46,1 38,7

53,4

1

32,5 33,0

32,0

2

13,9 17,5

10,3

3

5,5 7,6

3,4

4

1,5 2,2

0,8

5

0,3 0,5

0,0

6

0,2 0,3

0,0

7

0,0 0,1

0,0

8

0,1 0,0

0,2

Källa: Författarens egna beräkningar utifrån LNU91.

I tabell 7.3 visas hur förmånsinnehaven är fördelade dels mellan dem som arbetar deltid och heltid, dels mellan dem som är anställda i offentlig och privat sektor. Bland deltidsanställda är procentandelarna för varje förmån lägre än motsvarande andelar bland heltidsanställda. Procentandelarna är också lägre för de anställda inom offentlig sektor än inom privat sektor, utom för telefonförmånen.

Tabell 7.3 Fördelningen av olika förmåner mellan deltids- och heltids sysselsatta, respektive mellan offentlig och privat sektor

Deltid (620) Heltid (1977) Offentlig sektor

(1250)

Privat sektor

(1347)

Antal Procent Antal Procent Antal Procent Antal Procent

Företagets vinst

14 2,3 149 7,5 16 1,3 147 10,9

Bostadsförmån

2 0,3 16 0,8 4 0,3 14 1,0

Tjänstebil

4 0,6 106 5,4 5 0,4 105 7,8

Telefon

5 0,8 64 3,2 37 3,0 32 2,4

Fritidsbostad

17 2,7 115 5,8 39 3,1 93 6,9

Varu- tjänsterabatter 123 19,8 560 28,3 154 12,3 529 39,3 Aktier, konvertibler 23 3,7 166 8,4 2 0,2 187 13,9 Lunchförmån 170 27,4 694 35,1 361 28,9 503 37,3 Åtminstone en förmån 262 42,3 1137 57,5 483 38,6 916 68,0

Källa: Författarens egna beräkningar utifrån LNU91.

Fördelningen av sidoförmåner mellan fyra socio-ekonomiska grupper presenteras i tabell 7.4. Skillnaderna mellan grupperna är uppenbarligen beroende av typen av förmån. Vi ser t.ex. att varu- och tjänstera-

190 batter är vanligare bland arbetare än bland tjänstemän. Mindre än en procent av arbetarna har en tjänstebil medan 18 procent av de högre tjänstemännen har en sådan.

Tabell 7.4 Fördelningen av olika förmåner mellan socio-ekonomiska grupper

Arbetare

(1155)

Förmän, arbetsledare (123)

Tjänstemän, lägre + mellan (905)

Tjänstemän, högre (414)

Antal % Antal % Antal % Antal %

Företagets vinst

58 5,0 9 7,3 50 5,5 46 11,1

Bostadsförmån

3 0,3 4 3,2 5 0,5 6 1,5

Tjänstebil

8 0,7 4 3,2 23 2,5 75 18,1

Telefon

19 1,7 4 3,2 26 2,9 20 4,8

Fritidsbostad

55 4,8 9 7,3 46 5,1 22 5,3

Varu-, tjänsterabatter 354 30,6 40 32,5 207 22,9 82 19,8 Aktier, konvertibler 54 4,7 14 11,4 80 8,8 41 9,9 Lunchförmån 309 26,7 44 35,8 342 37,8 169 40,8 Åtminstone en förmån 599 51,9 79 64,2 489 54,0 232 56,0

Källa: Författarens egna beräkningar utifrån LNU91.

Vi har nu sett att det uppenbarligen finns skillnader i anställningsförmåner mellan deltids- och heltidsanställda, mellan offentlig och privat sektor och mellan olika socio-ekonomiska grupper. För att utröna om de påvisade skillnaderna mellan kvinnor och män kan hänföras till att män och kvinnor skiljer sig systematiskt vad gäller arbetstid, sektor etc utnyttjas regressionsanalys för att kunna kontrollera för de bakomliggande faktorerna.

Med hjälp av regressioner av s.k. logitmodeller kan man skatta hur sannolikheten att erhålla en viss sidoförmån påverkas av olika förklarande variabler. (Logitmodellen skrivs i termer av den logaritmerade oddskvoten, vilken utgör kvoten mellan sannolikheten av att erhålla förmånen och sannolikheten att inte erhålla förmånen, dvs. ln[Pr(förmån) / Pr(ej förmån)]= X’

β

där X utgör en vektor av förklarande variabler.)

De förklarande variablerna väljs utifrån de ovan beskrivna hypoteserna om förklaringar till förekomsten av anställningsförmåner. Dessa variabler återspeglar således egenskaper hos arbetstagaren, arbetsgivaren, arbetsplatsen och anställningsförhållandet. Variablerna som inkluderas är en kvinnodummy, dvs. en kategorisk variabel som i detta fall antar värdet ett för kvinnor och värdet noll för män.

Koefficienten för dummyvariabeln relateras till den valda referenskategorin, i detta fall män. Andra variabler som inkluderas är variablerna ”Ålder” och ”Ålder i kvadrat”. Det är nämligen tänkbart att sannolikheten för att erhålla en förmån ökar med åldern men att ökningen bara sker upp till en viss ålder för att sedan avta. Därför inkluderas en andragradsterm (kvadrerad ålder). Antal år i utbildning på heltid och en dummy för varje socio-ekonomisk grupp enligt indelningen i tabell 4, där ”Arbetare” utgör referenskategorin, läggs in i analysen. Andra variabler som inkluderas är anställningstid, dess kvadrat, en dummy för företagsutbildning, civilstånd (gift eller sambo), antal barn i hemmet, en dummy för deltidsarbete, en dummy för stor arbetsplats (fler än 500 anställda), en dummy för Stockholmsregionen och den logaritmerade penninglönen6 och en dummy för den privata sektorn. Därtill inkluderas andelen kvinnor på arbetsplatsen och andelen kvinnor i branschen. Medeltalen av de förklarande variablerna återfinns i tabell 7.5 i slutet av kapitlet.

7.6 Vad bestämmer innehavet av sidoförmåner?

Eftersom skillnaderna mellan olika typer av sidoförmåner vad gäller betydelsen av olika förklarande variabler tycks vara rätt stora, är det svårt att dra några generella slutsatser som gäller för alla förmåner. De teoretiska förklaringarna får varierande grad av stöd beroende på vilken förmån som analyseras. Därför kommer resultaten av de empiriska analyserna att gås igenom förmån för förmån. Bostadsförmånen har utelämnats ur analysen p.g.a. att antalet personer som hade denna förmån var mycket litet. I tabellerna redovisas enbart relativa risker (oddskvoter). Ett värde större än ett betyder att sambandet mellan den förklarande variabeln och sannolikheten att erhålla förmånen är positivt och ett värde mindre än ett uttrycker att sambandet är negativt.

En likadan uppsättning av nio stycken modeller skattas för varje förmån (se tabellerna 7.6–7.12 i slutet av kapitlet). Den första modellen innehåller förutom s.k. familjevariabler ett antal variabler som antas förklara innehavet av förmånen (hypotes 1). Modell 2

6 När man skattar sambandet mellan penninglön och anställningsförmåner uppstår ett problem, nämligen att penninglönen och anställningsförmånerna antagligen är simultant bestämda, dvs. samma faktorer bestämmer både penninglönen och anställningsförmånerna (endogenitetsproblem). Om man inkluderar penninglön som en förklarande variabel i den skattade ekvationen som uttrycker sannolikheten att erhålla en förmån, är det högst troligt att skattningen av koefficienten för penninglönevariabeln blir skev. Se en utförligare diskussion om detta i Granqvist (1997).

192 utökas med variabeln ”Penninglön” för att analysera sambandet mellan penninglön och sidoförmåner och här analyseras hur variabeln påverkar koefficienten för variabeln ”Kvinna” (hypotes 2). Den tredje modellen avser fånga in aspekter av den s.k. segregeringshypotesen genom att sektorsvariabeln tas med. Därefter skattas denna modell separat för kvinnor (modell 4) och män (modell 5). I modell 6 och modell 7 görs separata skattningar för offentlig respektive privat sektor för att ytterligare kunna renodla segregeringshypotesen. I de två sista skattningarna utnyttjas det mindre urvalet. Modell 8 skattas för att jämföra hur koefficienterna påverkas av att det mindre urvalet används (jämför med modell 3). I den sista modellen (modell 9) inkluderas variablerna ”Kvinnoandel i bransch” och ”Kvinnoandel på arbetsplatsen” i stället för sektorsvariabeln. Nedan följer en genomgång av analysresultaten för de olika förmånerna. Varje avsnitt inleds av en sammanfattning av huvudresultaten.

Företagets vinst som sidoförmån

Resultaten rörande vad som påverkar sannolikheten att ha del i företagets vinst redovisas i tabell 7.6. Sammanfattningsvis visar resultaten att:

1) ”vara kvinna” minskar sannolikheten för att få förmånen, 2) ha barn minskar sannolikheten att ha förmånen för kvinnor, men

inte för män, 3) penninglönen är en viktig förklaringsfaktor för innehavet av för–

månen åtminstone för män, dvs. ju högre penninglön, desto större sannolikhet för ett innehav av förmånen, 4) sysselsättning inom den privata sektorn är en viktig förklarings-

faktor och att 5) ju mer kvinnodominerad branschen är, desto lägre är sannolik-

heten för förekomsten av förmånen. Analyserna visar att det finns en separat effekt av ”att vara kvinna” jämfört med ”att vara man” som minskar sannolikheten att ha del i företagets vinst. Skattningen av den första modellen visar att kvinnor i genomsnitt har 66 procents lägre sannolikhet än män att erhålla en vinstförmån. Ingen av familjevariablerna uppvisar någon signifikant effekt på sannolikheten att erhålla förmånen. Resultaten visar också att det finns ett starkt positivt samband mellan penninglönen och sannolikheten att ha vinstförmåner. Det betyder att ju högre penninglön personen har, desto större är också sannolikheten att få förmånen. Eftersom skillnaden mellan kvinnor och män minskar då variabeln penninglön inkluderas ser vi att denna variabel är en viktig förklaringsfaktor till skillnaderna mellan män och kvinnor, men

skillnaderna försvinner inte, dvs. hypotesen om att skillnaderna i sidoförmåner helt kan förklaras av skillnaderna i penninglön mellan kvinnor och män får inte stöd här.7

Skillnaden mellan kvinnors och mäns sannolikhet att ha del i vinst minskar ytterligare då sektorsvariabeln inkluderas, men en signifikant skillnad kvarstår fortfarande. En anställd inom den privata sektorn har en sannolikhet att ha del i vinst som är mer än åtta gånger större än en anställd inom den offentliga sektorn. Detta resultat är inte så oväntat, eftersom mycket få inom den offentliga sektorn har vinstförmåner. Av de 16 personer som har denna förmån är de flesta anställda inom post-och telekommunikationer och hälso- och sjukvårdsbranschen. Här bör man notera att indelningen i privat och offentlig sektor ibland är problematisk och att en stor gråzon existerar. Verksamheter som sköts i företagsform men där ägarmajoriteten är offentlig hänförs till den offentliga sektorn. Detta hindrar inte att de anställda är delägare inom den privata delen av verksamheten. Även privata företag som säljer sina varor och tjänster till den offentliga sektorn klassificeras ibland som offentlig verksamhet.

Då samma modell skattas separat för kvinnor (modell 4) och män (modell 5) visar det sig att det finns ett starkt positivt samband mellan vinstförmåner och penninglön för män, men inte för kvinnor. Att ha en hög socio-ekonomisk position, allt annat lika, är relativt sett viktigare för kvinnor än för män. Resultaten visar också att ju fler barn en kvinna har desto lägre är sannolikheten för att hon har del i företagets vinst.

Även inom den offentliga sektorn finns oförklarade skillnader mellan kvinnor och män i tilldelningen av vinstförmåner. Kvinnors sannolikhet är bara 31 procent av männens inom den offentliga sektorn. Inom den privata sektorn är kvinnors sannolikhet 58 procent av männens. För att kunna analysera om könsrelaterad segregering inom branschen och på arbetsplatsen har någon effekt på sannolikheten att få del i företagets vinst skattas modell 9 som inkluderar kvinnoandelen i branschen respektive på arbetsplatsen. Även i denna modell är kvinnors sannolikhet att ha förmånen omkring 40 procent lägre än mäns sannolikhet. Kvinnoandelen i branschen har en negativ effekt på sannolikheten, medan kvinnoandelen på arbetsplatsen inte har någon signifikant effekt. Det betyder att ju större andelen kvinnor är i branschen är, desto lägre är sannolikheten för förmånen.

7 Däremot bör man vara försiktig i tolkningen av lönekoefficienten eftersom skattningen kan vara skev p g a endogenitetsproblemet som diskuterades ovan, dvs. att samma faktorer bestämmer både penninglönen och sidoförmånen. I så fall är den förklarande variabeln (i detta fall penninglönen) också bestämd inom modellen och ett endogenitetsproblem uppstår med skeva skattningar som följd.

Tjänstebil för privat bruk som sidoförmån

Vad som påverkar sannolikheten att ha tjänstebil som sidoförmån framgår av tabell 7.7. Sammanfattningsvis visar resultaten att:

1) ”vara kvinna” minskar sannolikheten för att få förmånen, 2) penninglönen är en viktig förklaringsfaktor för innehavet av

förmånen åtminstone för män, dvs. ju högre penninglön, desto större sannolikhet för ett innehav av förmånen, 3) sysselsättning inom den privata sektorn är en viktig förklarings-

faktor och att 4) ju mer kvinnodominerad arbetsplatsen är, desto lägre är sanno-

likheten för förekomsten av förmånen. Enligt skattningen av den första modellen har kvinnor 85 procent lägre sannolikhet att ha en tjänstebil än män. Deltidsanställda har omkring 60 procent lägre sannolikhet än heltidsanställda. Att vara gift eller sammanboende ökar sannolikheten att ha förmånen nästan tre gånger. Uttryckt på ett annat sätt har en person som är gift eller sammanboende en sannolikhet som är omkring 275 procent högre än en person som varken är gift eller sammanboende. Däremot är effekten av antal barn inte signifikant. Liksom för företagets vinst minskar de oförklarade skillnaderna mellan kvinnor och män då dels penninglön, dels sektorsvariabeln inkluderas, men könsskillnaden är fortfarande signifikant. Det betyder att könsskillnaderna i tjänstebilsinnehav inte helt kan förklaras av skillnader i de förklarande variablerna, t.ex. att kvinnor och män har olika penninglöner och arbetar i olika sektorer.

De separata regressionerna för kvinnor och män visar att den statistiskt signifikanta löneeffekten försvinner för kvinnor men är signifikant och stark för män. Detta kan bero på att variationen i penninglönen är mindre bland kvinnor och att hög socio-ekonomisk ställning ”suger upp” löneeffekten i större utsträckning för kvinnor än för män. Anställningstid är enbart signifikant för kvinnor. I medeltal ökar sannolikheten att ha en tjänstebil med 43 procent för varje anställningsår. Den signifikanta koefficienten för variabeln kvadrerad anställningstid antyder att ökningen bara fortsätter till en viss punkt för att sedan avta. Oförklarade könsskillnader kvarstår också bland de anställda inom den privata sektorn i modell 7.8

I modell 9 där kvinnoandelen i branschen och kvinnoandelen på arbetsplatsen inkluderas i modellen försvinner den signifikanta effekten av kvinnodummyn. Kvinnoandelen på arbetsplatsen är en signifikant förklaringsfaktor för tilldelningen av denna förmån. En

8 Endast fem anställda inom den offentliga sektorn hade en tjänstebil, vilket gör att skattningar av modell 6 inte konvergerar.

ökning av kvinnoandelen på arbetsplatsen med en procent minskar sannolikheten med en faktor på 0,086. Detta betyder att effekten av könssegregering på själva arbetsplatsen fångar upp ytterligare en del av de oförklarade könsskillnaderna.

Tillgång till fri telefon som sidoförmån

Resultaten rörande vad som påverkar sannolikheten att ha fri telefon redovisas i tabell 7.8. Sammanfattningsvis visar resultaten att:

1) ”vara kvinna” minskar sannolikheten för att få förmånen, 2) ha barn minskar sannolikheten att ha förmånen för kvinnor, men

inte för män, 3) penninglönen är en viktig förklaringsfaktor för innehavet av

förmånen åtminstone för män, dvs. ju högre penninglön, desto större sannolikhet för ett innehav av förmånen, 4) sysselsättning inom den offentliga sektorn är en viktig förkla-

ringsfaktor och att 5) ju mer kvinnodominerad branschen är, desto lägre är sannolik-

heten för förekomsten av förmånen. Kvinnors sannolikhet att ha fri telefon utgör omkring 50 procent av männens sannolikhet. Inom den offentliga sektorn är den däremot bara 29 procent vilket framgår av modell 6. Inom den privata sektorn är den oförklarade könsskillnaden inte statistiskt signifikant (modell 7). De relativa riskerna för sektorsvariabeln i modell 3 och modell 8 visar att anställda inom den offentliga sektorn har större sannolikhet att erhålla denna förmån. Sambandet mellan penninglön och förmånen är enbart signifikant för män liksom var fallet för företagets vinst och tjänstebil. Kvinnoandelen i branschen har en starkt negativ effekt på sannolikheten att ha denna förmån.

Tillgång till fritidsbostad som sidoförmån

Resultaten rörande vad som påverkar sannolikheten att ha tillgång till fritidsbostad redovisas i tabell 7.9. Sammanfattningsvis visar resultaten att:

1) ”vara kvinna” minskar sannolikheten för att få förmånen, 2) sysselsättning inom den privata sektorn är en viktig förklarings-

faktor och att 3) ju mer kvinnodominerad branschen är desto lägre är sannolik-

heten för förekomsten av förmånen. Kvinnor har en signifikant lägre sannolikhet än män att ha tillgång till fritidsbostad. I skattningarna av modellerna 7, 8 och 9 är kvinnodummyn inte längre signifikant. Detta betyder att det inte finns

196 någon signifikant könsskillnad inom privat sektor, allt annat lika (7), och givet att man arbetar inom en kvinnodominerad bransch, vilket ger en lägre sannolikhet för att ha en fritidsbostad, finns det ingen ytterligare könsskillnad (9). Att arbeta deltid inom den privata sektorn minskar sannolikheten med 55 procent jämfört med att arbeta heltid inom samma sektor. Däremot finns det ett positivt samband mellan att vara gift eller sammanboende och att ha tillgång till en fritidsbostad å arbetets vägnar. Penninglön uppvisar inte en signifikant korrelation i en enda av de skattade modellerna. Ju större andel kvinnor i branschen, desto lägre är sannolikheten för att ha en fritidsbostad som sidoförmån.

Varu- och tjänsterabatter som sidoförmån

Resultaten rörande vad som påverkar sannolikheten att få varu- och tjänsterabatter redovisas i tabell 7.10. Sammanfattningsvis visar resultaten att:

1) ”vara kvinna” minskar sannolikheten för att få förmånen, 2) ha barn minskar sannolikheten att ha förmånen för kvinnor, men

inte för män, 3) penninglönen är en viktig förklaringsfaktor för innehavet av

förmånen åtminstone för män, dvs. ju högre penninglön desto större sannolikhet för ett innehav av förmånen, 4) sysselsättning inom den privata sektorn är en viktig förklarings-

faktor, 5) ju mer kvinnodominerad branschen är desto lägre är sannolik-

heten för förekomsten av förmånen 6) ju mer kvinnodominerad arbetsplatsen är desto lägre är sanno-

likheten för förekomsten av förmånen. Även när det gäller varu- och tjänsterabatter är kvinnors sannolikhet att ha dessa förmåner signifikant lägre än mäns sannolikhet (se resultaten för skattningarna av modell 1, modell 2, modell 8 och modell 9). Till skillnad från de andra förmånerna har arbetare en större sannolikhet att erhålla varu- och tjänsterabatter än tjänstemän. Av de s.k. familjevariablerna uppvisar ”Antal barn” ett signifikant negativt samband med förmånen. Denna effekt är bara signifikant för kvinnor. Det betyder att många barn straffar kvinnor men inte män vad det gäller denna förmån. Detta resultat ger stöd åt den första hypotesen. Att arbeta inom den privata sektorn jämfört med inom den offentliga sektorn ökar sannolikheten med omkring 3 till 4 gånger beroende på vilken modell som skattas. De två segregeringsvariablerna ”Kvinnoandelen i branschen” och ”Kvinnoandelen på arbetsplatsen” har däremot en signifikant negativ effekt på sannolikheten. Det

betyder att för denna förmån tycks det finnas två nivåer av segregering som påverkar sannolikheten negativt. Ju mer kvinnodominerad branschen är, desto lägre är sannolikheten att ha förmånen. Därutöver finns det ytterligare en nivå av segregering, nämligen på arbetsplatsen som har en negativ effekt. Att notera är dock att den oförklarade könsskillnaden kvarstår trots att segregeringsvariablerna inkluderats.

Aktier och konvertibler som sidoförmån

Resultaten rörande vad som påverkar sannolikheten att ha aktier och konvertibler redovisas i tabell 7.11. Sammanfattningsvis visar resultaten att:

1) ”vara kvinna” minskar sannolikheten för att få förmånen jämfört

med att ”vara man”, 2) vara gift eller sammanboende ökar sannolikheten för att få

förmånen för kvinnor men inte för män, 3) ha barn minskar sannolikheten att ha förmånen för kvinnor, men

inte för män, 4) penninglönen är en viktig förklaringsfaktor för innehavet av

förmånen åtminstone för män, dvs. ju högre penninglön desto större sannolikhet 5) sysselsättning inom den privata sektorn är en viktig förklarings-

faktor, 6) ju mer kvinnodominerad branschen är desto lägre är sannolik-

heten för förekomsten av förmånen 7) ju mer kvinnodominerad arbetsplatsen är desto lägre är sanno-

likheten för förekomsten av förmånen. Kvinnors sannolikhet att ha aktier eller konvertibler är omkring 43 till 57 procent av mäns sannolikhet beroende på vilken modell som skattas. Den signifikanta effekten av kön försvinner då sektorsvariabeln inkluderas i modellen, men den stora oddskvoten på 108,4 av att arbeta inom den privata sektorn förklaras av att endast två personer som arbetade inom den offentliga sektorn hade denna förmån. Den oförklarade könsskillnaden är heller inte signifikant för anställda inom den privata sektorn. Däremot uppvisar variablerna som uttrycker kvinnoandelen i branschen och kvinnoandelen på arbetsplatsen en starkt signifikant effekt på sannolikheten att ha aktier och konvertibler. I detta fall är effekten av könsvariabeln inte längre signifikant. Att vara gift eller sammanboende har en positiv effekt medan antal barn har en negativ effekt. Detta visar sig dock enbart gälla för kvinnor, såsom framgår av skattningarna av modell 4 och modell 5.

Lunchförmån

Vad som påverkar sannolikheten att ha lunchförmån som sidoförmån framgår av tabell 7.12. Sammanfattningsvis visar resultaten att:

1) ”vara kvinna” ökar sannolikheten för att få förmånen, 2) ju högre penninglönen är, desto större är sannolikheten för ett

innehav av förmånen, 3) sysselsättning inom den privata sektorn är en viktig förklarings-

faktor medan deltidsarbete inom denna sektor minskar sannolikheten jämfört med heltidsarbete inom samma sektor 4) ju mer kvinnodominerad branschen är desto lägre är sannolik-

heten för förekomsten av förmånen.

Lunchförmånen visar sig vara den enda förmånen för vilken effekten av ”att vara kvinna” påverkar sannolikheten att ha förmånen i en positiv riktning. Inom den privata sektorn har kvinnor 60 procents större sannolikhet att ha en lunchförmån än män. Deltidsanställning minskar sannolikheten till nästan hälften jämfört med heltidsanställning inom den privata sektorn. Även för denna förmån finns det ett positivt samband mellan penninglön och sannolikheten att ha förmånen i synnerhet inom den privata sektorn. Även om kvinnor verkar ha en större sannolikhet än män att ha en lunchförmån, har kvinnoandel i branschen ändå en signifikant negativ effekt på sannolikheten.

7.7 Sammanfattande diskussion

I denna studie har könsskillnader i förekomsten av ett antal sedvanliga sidoförmåner analyserats. Resultaten visar att det kvarstår oförklarade könsskillnader i sidoförmåner som inte kan hänföras till andra faktorer vilka antas förklara förekomsten av förmåner. Huvudresultaten är att

1) ”vara kvinna” jämfört med att ”vara man” minskar sannolikhe-

ten för att ha alla förmåner utom lunchförmånen, 2) ha barn minskar sannolikheten att ha de flesta förmåner för

kvinnor, men inte för män, 3) penninglönen är en viktig förklaringsfaktor för innehavet av

nästan alla förmåner åtminstone för män, dvs. ju högre penninglön, desto större sannolikhet för ett innehav av förmånen, 4) sysselsättning inom den privata sektorn är en viktig förklarings-

faktor för alla utom för telefonförmånen, 5) ju mer kvinnodominerad branschen är, desto lägre är sannolik-

heten för förekomsten av nästan alla förmåner och att

6) ju mer kvinnodominerad arbetsplatsen är, desto lägre är sanno-

likheten för förekomsten av några förmåner. Tre alternativa hypoteser ställdes upp för att förklara könsskillnader i förekomsten av anställningsförmåner. Enligt den första

hypotesen väljer kvinnor arbeten som går att kombinera med hem och

familj. Deltidsarbete, antal barn och civilstånd (gift eller sambo) antas vara negativt korrelerade med nästan alla typer av anställningsförmåner. Vissa anställningsförmåner som är ägnade att underlätta kombinationen av yrkesarbete och familj kan dock vara positivt korrelerade med dylika ”familjevariabler”. Enligt den andra hypo-

tesen förklaras skillnader i anställningsförmåner mellan män och

kvinnor av skillnader i penninglönen. Eventuella könsskillnader i anställningsförmåner kan bero på att kvinnor i större utsträckning än män har låga penninglöner. Ett positivt samband mellan penninglön och anställningsförmåner borde fånga upp könsskillnader i anställningsförmåner. Enligt den tredje hypotesen har kvinnor färre anställningsförmåner som en följd av segregering och/eller diskriminering på arbetsmarknaden. Skillnaderna kan då ”förklaras” av att svenska kvinnor för det mesta arbetar inom den offentliga sektorn. Alternativt kan skillnaderna ”förklaras” av att ju mer kvinnodominerad branschen eller arbetsplatsen är, desto lägre är sannolikheten för förekomsten av anställningsförmåner.

De tre hypoteserna som ställdes upp för att förklara könsskillnader i de studerade sidoförmånerna får i varierande grad stöd i resultaten. De tre hypoteserna är inte varandra uteslutande. Resultaten antyder dock att den tredje hypotesen (segregering och/eller diskriminering) får det största stödet i denna studie. Nedan följer en genomgång av resultaten i belysning av de tre hypoteserna.

Resultaten av de empiriska analyserna visar att de s.k. familjerelaterade variablerna (civilstånd, antal barn, deltidsarbete) i de flesta fallen har enbart en svag effekt på sannolikheten att erhålla en sidoförmån. Men det finns några undantag. För kvinnor har antal barn en signifikant negativ effekt på sannolikheten att få del i företagets vinst, att ha en telefonförmån, att ha varu- och tjänsterabatter samt att ha aktier och konvertibler. Dessa resultat ligger i linje med den första hypotesen. Negativa effekter av deltidsarbete visar sig hänga samman med sektorseffekten. Den negativa och signifikanta effekten av deltidsarbete försvinner då dummyn för den privata sektorn inkluderas när det gäller tjänstebilsförmånen. De som arbetar deltid inom den privata sektorn har 85 procent lägre sannolikhet att ha en telefonförmån jämfört med dem som arbetar heltid inom samma sektor. När det gäller tilldelningen av fritidsbostäder och lunchförmåner i den privata sektorn straffas också deltidsarbete jämfört med heltidsarbete.

200 Sambandet mellan penninglön och förekomsten av olika sidoförmåner är i de flesta fallen signifikant och positivt. På grund av att samma faktorer i hög grad bestämmer både penninglönen och sidoförmåner bör dock koefficienten för penninglönevariabeln tolkas med en viss försiktighet. Implikationen av den andra hypotesen att könsskillnaderna i sidoförmånerna helt kan förklaras av skillnaderna i penninglönen mellan män och kvinnor får inte något starkt stöd i analyserna. För de flesta förmånerna kvarstår de oförklarade skillnaderna mellan män och kvinnor även då penninglönevariabeln inkluderats i analysen. Skillnaderna minskar dock. Däremot visar skattningar av modellen separat för kvinnor och män att penninglönen inte förklarar skillnader i förekomsten av sidoförmåner bland kvinnor, medan penninglönen är en viktig förklaringsfaktor för skillnader i sidoförmåner bland män. Detta kan bero på att variationen i penninglönerna är mindre bland kvinnor än bland män och att hög socioekonomisk ställning ”suger upp” löneeffekten i större utsträckning för kvinnor. Men avsaknaden av ett signifikant positivt samband mellan penninglön och sidoförmåner när det gäller kvinnor kan också tolkas som att högavlönade kvinnor inte ”automatiskt” också har sidoförmåner. Den tredje hypotesen, som förklarar skillnader i sidoförmåner med hjälp av segregering och/eller diskriminering, får delvis stöd i resultaten. Då dummyn för privat sektor inkluderas i analysen minskar de oförklarade skillnaderna mellan män och kvinnor förutom för telefonförmånen, men de är fortfarande signifikanta i det större urvalet förutom för varu- och tjänsterabatter samt aktier och konvertibler. Att det finns könsskillnader som inte kan hänföras till vilken sektor man arbetar inom visas också i resultaten av de separata skattningarna för anställda inom den offentliga och den privata sektorn. Endast telefonförmånen förekommer oftare i den offentliga sektorn, men kvinnor som är sysselsatta inom den offentliga sektorn har ändå en signifikant lägre sannolikhet att ha förmånen jämfört med män som är sysselsatta inom samma sektor. Andelen kvinnor i branschen och på arbetsplatsen uppvisar i de flesta fallen ett negativt samband med tilldelningen av olika förmåner. Kvinnoandelen i branschen verkar dock vara den viktigare förklaringsfaktorn av de två. För alla sidoförmåner utom tjänstebilen visar resultaten av skattningarna att ju mer kvinnodominerad branschen är, desto lägre är sannolikheten att ha förmånen och ju mer kvinnodominerad arbetsplatsen är, desto lägre är sannolikheten för förekomsten av tjänstebilar, varu- och tjänsterabatter, samt aktier och konvertibler. Dessa resultat visar att det finns olika nivåer av

könssegregering som påverkar sannolikheten att ha förmåner i en negativ riktning.

Även om data inte tillåter en beskrivning av de värdemässiga skillnaderna i sidoförmåner mellan kvinnor och män, tyder ändå resultaten på att sidoförmåner ökar den totala löneskillnaden mellan män och kvinnor. Könsskillnader i penninglönen beskriver med andra ord inte de verkliga skillnaderna i ersättningen för arbete. Men det är högst troligt att även denna studie underskattar de verkliga könsskillnaderna i sidoförmånerna på grund av dels att data inte inkluderar alla typer av förmåner, dels att nya former av anställningsförmåner hela tiden uppstår. Mörkertalet är antagligen stort vad gäller omfattningen av denna typ av förmåner. Därför är det viktigt att också i fortsättningen uppmärksamma anställningsförmånerna både i den allmänna debatten och i forskningen om löneskillnader mellan kvinnor och män!

Tabell 7.5–7.12, se följande sidor.

7.5 Medeltal av de förklarande variablerna. Standardfel i parenteser . 7.6 Företagets vinst. Logitanalyser av sannolikheten att erhålla förmånen. Relativa risker (oddskvoter) rapporteras. 7.7 Tjänstebil. Logitanalyser av sannolikheten att erhålla förmånen. Relativa risker (oddskvoter) rapporteras. 7.8 Telefon. Logitanalyser av sannolikheten att erhålla förmånen. Relativa risker (oddskvoter) rapporteras. 7.9 Fritidsbostad. Logitanalyser av sannolikheten att erhålla förmånen. Relativa risker (oddskvoter) rapporteras. 7.10 Varu-, tjänsterabatter. Logitanalyser av sannolikheten att erhålla förmånen. Relativa risker (oddskvoter) rapporteras. 7.11 Aktier och konvertibler. Logitanalyser av sannolikheten att erhålla förmånen. Relativa risker (oddskvoter) rapporteras. 7.12 Lunchförmån. Logitanalyser av sannolikheten at t erhålla förmånen. Relativa risker (oddskvoter) rapporteras.

_______________________

Författaren tackar Rådet för arbetslivsforskning som finansierar projektet ”Inte bara lön: Jämställdhet i löne- och anställningsförmåner”.

TABELL 7.5

Alla

Män

Kvinnor

Stort urval Litet urval Stort urval Litet urval Stort urval Litet urval

Kvinnor, %

50,5 48,3

Ålder 42,6 (10,2) 42,7 (10,1) 42,6 (10,3) 42,6 (10,2) 42,7 (10,1) 42,9 (10,1) Anställningstid, år 10,9 (9,5) 11,5 (9,6) 11,8 (10,2) 12,3 (10,1) 10,1 (8,7) 10,7 (8,9) Utbildningsår 11,6 (3,3) 11,7 (3,4) 11,8 (3,5) 11,9 (3,5) 11,5 (3,1) 11,6 (3,2)

Socioekonomisk grupp Arbetare (ej facklärda + facklärda), % 44,5 44,3 46,8 45,3 42,2 43,2 Arbetsledare, förmän, % 4,7 5,0 7,0 7,2 2,5 2,7 Tjänstemän på låg och mellannivå, % 34,8 33,2 24,1 23,6 45,4 43,5 Högre tjänstemän, % 15,9 17,5 22,1 23,9 9,9 10,5

Logaritm av månadslön

4,4 (0,3) 4,4 (0,3) 4,5 (0,3) 4,5 (0,3) 4,3 (0,2) 4,3 (0,2)

Företagsutbildning, %

46,9 51,0 49,8 54,3 43,9 47,3

Deltid, %

23,9 22,0 4,8 3,8 42,4 41,5

Gift / sambo, %

75,4 75,8 74,0 74,9 76,7 76,8

Antal barn i hushållet

1,0 1,0 0,9 0,9 1,0 1,1

> 500 anställda på arbetsplatsen, % 18,0 19,8 19,6 21,7 16,5 17,8 Stockholm, % 16,5 15,5 14,4 13,3 18,6 17,9 Privat sektor, % 51,9 47,1 67,5 63,8 36,5 29,3 Kvinnoandel i bransch 0,50 (0,25) 0,38 (0,21) 0,64 (0,23) Kvinnoandel på arbetsplats 0,51 (0,31) 0,34 (0,25) 0,70 (0,26) Antal observationer 2597 1666 1284 861 1313 805

Källa: Författarens egna beräkningar utifrån LNU91 / APU.

För tabellerna 7.6–7.12 gäller: + signifikant på 10 % nivå, *signifikant på 5 % nivå, **signifikant på 1 % nivå. Signifikanstesten och likelihood-måttet gäller för skattningar av den logaritmerade oddskvoten, dvs. logitfunktionen (se texten). – inga observationer i gruppen.

TABELL 7.6 Stort urval Litet urval

Företagets vinst

Alla (1) Alla (2) Alla (3) Kv. (4) Män (5) Off. (6) Privat (7) Alla (8) Alla (9)

Kvinna

0,334** 0,414** 0,555*

0,312+ 0,578* 0,534* 0,572+

Ålder

1,126 1,112 1,137 1,405 1,088 1,643 1,087 1,187 1,194

(Ålder)2

0,998 0,998+ 0,998+ 0,995+ 0,999 0,993+ 0,999 0,998 0,998+

Anställningstid

1,052+ 1,044 1,062* 1,086 1,042 0,989 1,076* 1,034 1,023

(Anst.tid)2

1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,003 0,999 1,000 1,000

Utbildningsår

0,943+ 0,926* 1,008 0,961 1,020 0,977 1,023 0,963 0,907*

Arbetare (referensnivå) 1 1 1 1 1 1 1 1 1 Förman, arbetsledare 1,104 1,003 1,016 – 0,933 1,486 0,902 0,590 0,571 Tjänsteman, lägre + mellan 1,445 1,310 1,330 5,749** 0,815 0,499 1,460 1,448 1,468 Tjänsteman, högre 2,686 1,775 1,926* 11,246** 1,320 0,736 2,172* 2,096* 2,261* Deltid 0,678 0,712 0,816 0,958 0,879 0,764 0,824 1,124 1,162 Gift / sambo 1,259 1,183 1,137 1,941 0,926 3,041 1,014 0,780 0,787 Antal barn 0.890 0,874 0,880 0,644+ 0,961 0,753 0,907 0,889 0,886 Företagsutbildn. 1,025 1,011 0,097 1,824 1,007 0,947 1,107 1,169 0,983 Över 500 anställda 1,150 1,117 1,100 0,570 1,316 1,934 1,026 0,992 0,983 Stockholm 1,058 0,949 0,897 0,896 0,913 0,654 0,879 0,769 0,801 Log-lön 3,438** 1,768 0,491 2,480* 1,437 1,638 2,151 3,881** Offentlig sektor (referensnivå) 1 1 1 1 Privat sektor 8,247** 12,199** 6,264** 9,091** Kvinnoandel i bransch 0,196* Kvinnoandel på arbetsplats 0,605 Antal förmåner 163 163 163 37 126 16 147 110 110 Antal obs. 2597 2597 2597 1313 1284 1250 1347 1666 1666 -2 log-likelihood 1118,970 1107,071 1025,690 251,133 70,138 146,554 863,723 673,297 719,715

TABELL 7.7 Stort urval Litet urval

Tjänstebil

Alla (1) Alla (2) Alla (3) Kv. (4) Män (5) Privat (7) Alla (8) Alla (9)

Kvinna

0,151** 0,279** 0,307**

0,301** 0,389+ 0,538

Ålder

0,968 0,865 0,892 1,145 0,867 0,865 0,973 1,006

(Ålder)2

1,000 1,001 1,001 0,998 1,002 1,001 1,000 1,000

Anställningstid

1,050 1,041 1,057 1,433* 1,022 1,073 1,022 0,999

(Anst.tid)2

0,998 0,998 0,998+ 0,987+ 0,999 0,997 0,998 0,999

Utbildningsår

0,898 0,843** 0,932 0.978 0,921+ 0,947 0,918

Arbetare (referensnivå) 1 1 1 1 1 1 1 1 Förman, arbetsledare 3,853* 3,458+ 3,292+ – 3,677* 3,386+ 5,881* 5,849* Tjänsteman, lägre + mellan 7,357** 5,787** 6,010** 3,143 6,788** 5,665** 8,594** 9,947** Tjänsteman, högre 49,027** 16,788** 18,799** 39,404** 17,650** 20,519** 34,703** 43,759** Deltid 0,387+ 0,354+ 0,490 0,628 0,310 0,373 0,321 0,325 Gift / sambo 2,756** 2,267* 2,085+ 5,800 1,755 1,961+ 1,840 1,644 Antal barn 1,035 0,998 0,995 0,643 1,025 1,015 0,817 0,861 Företagsutbildn. 0,546** 0,540* 0,549* 0.432 0,556 0,529* 0,719 0,799 Över 500 anställda 0,903 0,804 1,008 0,867 1,014 0,946 1,135 0,839 Stockholm 1,996** 1,528 1,345 1,209 1,358 1,548 0,657 0,760 Log-lön 32,850** 14,869** 1,809 22,442** 10,777** 11,367** 29,711** Offentlig sektor (referensnivå) 1 1 1 1 Privat sektor 14,430** 16,843** 14,361** 13,585** Kvinnoandel i bransch 0,765 Kvinnoandel på arbetsplats 0,086** Antal förmåner 110 110 110 12 98 105 63 63 Antal obs. 2597 2597 2597 1313 1284 1347 1666 1666 -2 log-likelihood 638,881 567,714 516,682 88,857 416,553 469,617 306,418 325,267

Anm. Modell 6 (offentlig sektor) konvergerar ej.

TABELL 7.8 Stort urval Litet urval

Telefon

Alla (1) Alla (2) Alla (3) Kv. (4) Män (5) Off. (6) Privat (7) Alla (8) Alla (9)

Kvinna

0,484* 0,618 0,529*

0,289** 1,179 0,526 0,688

Ålder

1,161 1,147 1,132 1,232 1,083 1,227 1,013 1,255 1,250

(Ålder)2

0,998 0,998 0,999 0,323 0,999 0,997 1,000 0,997 0,997

Anställningstid

0,974 0,966 0,959 0,955 0,957 0,938 0,972 1,000 1,007

(Anst.tid)2

1,001 1,001 1,001 1,002 1,001 1,003* 1,001 1,001 1,001

Utbildningsår

0,969 0,950 0,910* 0,835+ 0,922 0,894 0,993 0,889 0,950

Arbetare (referensnivå) 1 1 1 1 1 1 1 1 1 Förman, arbetsledare 1,542 1,376 1,413 – 1,421 0,310 7,006* 1,372 1,366 Tjänsteman, lägre + mellan 2,207* 1,963* 1,903+ 3,931* 1,294 0,884 7,687** 2,130 2,161 Tjänsteman, högre 3,156** 1,972 1,919 4,485 1,398 0,569 10,082** 2,403 2,480 Deltid 0,376+ 0,399+ 0,371+ 0,426 0,392 0,528 0,145+ 0,666 0,774 Gift / sambo 2,270* 2,110* 2,181* 2,490 2,086 1,660 4,447+ 2,405+ 2,343 Antal barn 0,774+ 0,757+ 0.754+ 0,556+ 0,831 0,684+ 0,860 0,658* 0,671+ Företagsutbildn. 0,785 0,765 0,739 0,596 0,835 1,192 0,419* 1,424 1,502 Över 500 anställda 0,696 0,662 0,644 1,021 0,534 0,950 0,409 0,696 0,616 Stockholm 0,519 0,450+ 0,473+ 0,165+ 0,610 0,605 0,250* 0,827 0,806 Log-lön 3,777** 5,695** 3,007 7,649** 4,872+ 3,844+ 4,735* 2,937 Offentlig sektor (referensnivå) 1 1 1 1 Privat sektor 0,437** 0,948 0,305 0,444* Kvinnoandel i bransch 0,089* Kvinnoandel på arbetsplats 3,009 Antal förmåner 69 69 69 19 50 37 32 36 36 Antal obs. 2597 2597 2597 1313 1284 1250 1347 1666 1666 -2 log-likelihood 587,101 580,615 572,091 174,872 385,082 290,270 246,881 313,527 313,103

TABELL 7.9 Stort urval Litet urval

Fritidsbostad

Alla (1) Alla (2) Alla (3) Kv. (4) Män (5) Privat (7) Alla (8) Alla (9)

Kvinna

0,529** 0,593* 0,669+

0,806 0,878 1,134

Ålder

0,938 0,930 0,934 1,043 0,876 0,973 0,925 0,928

(Ålder)2

1,000 1,000 1,000 0,999 1,001 1,000 1,000 1,000

Anställningstid

1,094** 1,090** 1,098** 1,155 1,085* 1,124** 1,076+ 1,069+

(Anst.tid)2

0,998 0,998+ 0,998+ 0,997 0,999 0,998+ 0,999 0,999

Utbildningsår

0,919* 0,909* 0,935 1,017 0,909* 0,930 0,931 0,931

Arbetare (referensnivå) 1 1 1 1 1 1 1 1 Förman, arbetsledare 1,224 1,162 1,171 0,636 1,380 0,881 0,632 0,619 Tjänsteman, lägre + mellan 1,266 1,208 1,193 0,631 1,632 1,617+ 1,257 1,256 Tjänsteman, högre 1,365 1,107 1,112+ 0,321 1,466 1,282 1,331 1,417 Deltid 0,756 0,771 0,806 0,801 0,417 0,449+ 0,737 0,830 Gift / sambo 1,572+ 1,535+ 1,528 1,308 1,614 2,444** 1,683 1,134 Antal barn 0,940 0,934 0,940 0,943 0,916 0,886 0,953 0,959 Företagsutbildn. 1,533* 1,520* 1,575* 0,953* 2,046** 1,720* 1,370 1,397 Över 500 anställda 1,664* 1,645* 1,640* 2,031* 1,497 1,540+ 1,205* 1,554+ Stockholm 1,264 1,204 1,206 1,688 1,022 0,794 1,205 1,225 Log-lön 1,932 1,524 0,818 2,044 1,552 1,513 1,776 Offentlig sektor (referensnivå) 1 1 1 1 Privat sektor 1,821** 2,481** 1,604+ 2,101** Kvinnoandel i bransch 0,125** Kvinnoandel på arbetsplats 0,942 Antal förmåner 132 132 132 43 89 93 100 100 Antal obs. 2597 2597 2597 1313 1284 1347 1666 1666 -2 log-likelihood 980,860 978,444 970,33 354,143 599,903 620,751 707,174 700,194 Anm. Modell 6 (offentlig sektor) är ej signifikant (p=0,2087).

TABELL 7.10 Stort urval Litet urval

Varu-, tjänsterabatter Alla (1) Alla (2) Alla (3) Kv. (4) Män (5) Off. (6) Privat (7) Alla (8) Alla (9) Kvinna 0,603** 0,667** 0,922 0,737 1,077 0,711* 0,733+ Ålder 1,051 1,045 1,066 1,101 1,052 1,071 1,058 1,088 1,088 (Ålder)20,999 0,999+ 0,999+ 0,998+ 0,999 0,999 0,999 0,999* 0,999* Anställningstid 0,994 0,991 1,006 1,030 0,988 1,004 1,005 0,996 0,987 (Anst.tid)21,000 1,000 1,000 1,000 1,001 1,000 1,000 1,000 1,000 Utbildningsår 0,939 0,931** 0,987 0,986 0,987 0,965 0,997 0,975 0,942* Arbetare (referensnivå) 1 1 1 1 1 1 1 1 1 Förman, arbetsledare 1,058 1,002 0,984 1,242 0,885 0,522 1,142 0,913 0,873 Tjänsteman, lägre + mellan 0,805+ 0,767* 0,705** 0,730+ 0,615** 0,757 0,646** 0,757+ 0,764+ Tjänsteman, högre 0,702* 0,576** 0,564** 0,433* 0,520** 0,493+ 0,563* 0,666+ 0,675+ Deltid 0,902 0,915 1,041 0,972 1,371 0,979 1,084 1,186 1,161 Gift / sambo 1,085 1,062 1,036 1,215 0,873 1,017 1,027 1,151 1,159 Antal barn 0,852** 0,847** 0,851** 0,759** 0,925 0,812* 0,866* 0,835** 0,831** Företagsutbildn. 1,116 1,102 1,229* 1,010 1,449** 1,508* 1,151 1,220 1,148 Över 500 anställda 1,516** 1,491** 1,571** 1,868** 1,423** 1,763** 1,506** 1,485** 1,495** Stockholm 1,050 1,006 0,962 0,985** 0,970* 1,240 0,839 1,085 1,068 Log-lön 1,835** 1,194 0,775 1,678+ 1,667 1,196 0,994 1,479 Offentlig sektor (referensnivå) 1 1 1 1 Privat sektor 4,311** 5,246** 3,449** 4,567** Kvinnoandel i bransch 0,386** Kvinnoandel på arbetsplats 0,572+ Antal förmåner 683 683 683 273 410 154 529 459 459 Antal obs. 2597 2597 2597 1313 1284 1250 1347 1666 1666 -2 log-likelihood 2850,335 2842,368 2655,591 1159,892 1474,327 883,376 1756,632 1697,054 1803,052

TABELL 7.11 Stort urval Litet urval

Aktier, konvertibler

Alla (1) Alla (2) Alla (3) Kv. (4) Män (5) Privat (7) Alla (8) Alla (9)

Kvinna

0,435** 0,575** 0,865

0,871 0,596* 1,412

Ålder

0,946 0,926 0,949 1,276 0,814* 0,937 0,938 0,956

(Ålder)2

1,000 1,000 1,000 0,997 1,002 1,000 1,000 1,000

Anställningstid

1,137** 1,130** 1,164** 1,110 1,148** 1,168** 1,097** 1,097**

(Anst.tid)2

0,998 0,998** 0,997** 0,999 0,997** 0,997** 0,988+ 0,998+

Utbildningsår

0,911 0,884** 0,993 1,049 0,886** 0,998 0,841** 0,891**

Arbetare (referensnivå) 1 1 1 1 1 1 1 1 Förman, arbetsledare 2,150* 1,925+ 1,980+ 2,109 1,665 1,968+ 1,819 1,752 Tjänsteman, lägre + mellan 2,757** 2,503** 2,498 4,666** 1,486 2,416** 2,185** 2,566** Tjänsteman, högre 3,287** 1,919* 2,019* 1,635 1,579 2,025* 1,615 2,270* Deltid 0,816 0,859 1,033 1,024 0,818 0,938 0,994 1,404 Gift / sambo 1,544* 1,440+ 1,430 2,234* 1,241 1,418 1,393 1,299 Antal barn 0,857+ 0,840+ 0,849 0,681+ 0,954 0,852 0,849 0,863 Företagsutbildn. 0,998 0,986 1,085 0,746 1,248 1,122 0,934 0.992 Över 500 anställda 2,363** 2,318** 2,478** 3,702** 2,270** 2,424** 1,983** 1,764** Stockholm 0,998 0,880 0,818 0,786 0,864 0,839 0,878 1,000 Log-lön 5,071** 2,200* 1,698 5,710** 2,076* 5,592** 4,555** Offentlig sektor (referensnivå) 1 1 – – Privat sektor 108,40** 71,363** Kvinnoandel i bransch 0,040** Kvinnoandel på arbetsplats 0,197** Antal förmåner 189 189 189 58 131 187 136 136 Antal obs. 2579 2597 2597 1313 1284 1347 1666 1666 -2 log-likelihood 1212,008 1191,022 984,909 308,775 761,651 956,084 845,860 763,510 Anm. Modell 6 (offentlig sektor) konvergerar ej.

TABELL 7.12 Stort urval Litet urval

Lunchförmån

Alla (1) Alla (2) Alla (3) Kv. (4) Män (5) Off. (6) Privat (7) Alla (8) Alla (9)

Kvinna

1,063 1,162 1,288*

1,011 1,596** 1,324* 1,220

Ålder

0,998 0,992 0,995 0,969 1,021 0,998 0,979 0,973 0,974

(Ålder)2

1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000

Anställningstid

1,028* 1,026 1,031* 1,000 1,066** 0,999 1,060** 1,000 1,018

(Anst.tid)2

0,999 0,999 0,999 1,001 0,998 1,000 0,999+ 1,022 0,999

Utbildningsår

0,983 0,976 0,996 1,034 0,970 0,981 1,047+ 0,987 0,965

Arbetare (referensnivå) 1 1 1 1 1 1 1 1 1 Förman, arbetsledare 1,408+ 1,344 1,336 1,018 1,580+ 1,491 1,298 1,169 1,159 Tjänsteman, lägre + mellan 1,551** 1,484** 1,456** 1,177 1,817 1,256 1,640** 1,563** 1,541** Tjänsteman, högre 1,808** 1,532* 1,541** 0,763 2,421** 1,096 2,012** 1,362 1,322 Deltid 0,798+ 0,808+ 0,836 0,848 0,620 0,997 0,552** 0,861 0,847 Gift / sambo 0,833+ 0,818+ 0,809+ 0,938 0,651** 1,014 0,640** 0,930 0,947 Antal barn 1,027 1,022 1,030 1,001 1,056 0,978 1,113 1,024 1,012 Företagsutbildn. 1,226* 1,214* 1,250* 1,127 1,434** 1,168 1,266+ 1,224+ 1,191 Över 500 anställda 1,424** 1,404** 1,419** 1,307+ 1,493** 1,088 1,739** 1,147 1,163 Stockholm 1,863** 1,795** 1,768** 1,755** 1,918** 2,086** 1,446* 1,709** 1,686** Log-lön 1,679** 1,437+ 1,589 1,147 0,976 1,547+ 1,203 1,541+ Offentlig sektor (referensnivå) 1 1 1 1 Privat sektor 1,562** 1,581** 1,689** 2,178** Kvinnoandel i bransch 0,487* Kvinnoandel på arbetsplats 1,139 Antal förmåner 864 864 864 435 429 361 503 593 593 Antal obs. 2597 2597 2597 1313 1284 1250 1347 1666 1666 -2 log-likelihood 3188,200 3181,212 3159,200 1596,644 1531,338 1470,178 1630,737 2073,841 2111,456

Litteraturförteckning

Andersson, Åke E., Fürth, Thomas & Holmberg, Ingvar (1997) Om värderingar förr,

nu och i framtiden, Natur & Kultur, Stockholm.

Atrostic, B.K. (1982) ”The demand for leisure and nonpecuniary job characteristics”,

American Economic Review, Vol 72, nr 3, s. 428–440.

Becker, Gary S. (1985) ”Human, capital, effort, and the sexual division of labor”,

Journal of Labor Economics, Vol 3.

Currie, J. (1993) ”Gender gaps in benefits coverage”, Working Paper nr 4265,

National Bureau of Economic Research, Cambridge, USA.

Erikson, Robert & Åberg, Rune (1987) Welfare in transition – Living conditions in

Sweden 1968–1981. Clarendon Press, Oxford.

Even, William E. & Macpherson, David A. (1991) ”The impact of unionism on fringe

benefits coverage”, Economics Letters, Vol 36, s. 87–91.

Fornwall, Maria (1994) Early labour market careers of young business economists in

Sweden, licentiatavhandling vid Nationalekonomiska institutionen, Uppsala

universitet.

Fritzell, Johan & Lundberg, Olle (1993) Ett förlorat eller förlovat årtionde?

Välfärdsutvecklingen mellan 1981 och 1991. Rapport nr 3, 1991 års Levnadsni-

våprojekt, Institutet för social forskning, Stockholm.

le Grand, Carl, Tåhlin, Mikael & Szulkin, Ryszard (red.) (1993/1996) Organisation,

personalutveckling, styrning, SNS Förlag, Stockholm.

Granqvist, Lena (1997) ”A study of fringe benefits. Analyses on Finnish micro data”,

avhandlingsmanuskript, Nationalekonomiska institutionen vid Åbo Akademi.

Granqvist, Lena (1998) ”Fringe benefits and gender gaps: the Finnish case”, i Inga

Persson & Christina Jonung (red.), Women´s Work and Wages, under utgivning på Routledge.

Granqvist, Lena & Persson, Helena (1997a) ”Career mobility in the private service

sector – does gender matter?”, stencil, Institutet för social forskning, Stockholm.

Granqvist, Lena & Persson, Helena (1997b) ”Karriärer inom varuhandeln – spelar

kön någon roll?”, i Inga Persson & Eskil Wadensjö (red.), Glastak och glasväg-

gar? Den könssegregerade arbetsmarknaden,SOU 1997:137.

Green, Francis, Hadjimatheou, George & Smail, Robin (1985), ”Fringe benefit

distribution in Britain”, British Journal of Industrial Relations , Vol 23, nr 2, s. 261–280.

Hultin, Mia & Szulkin, Ryszard (1997) ”Chefernas kön och de anställdas lön – en

studie av könsdiskriminering på svenska arbetsmarknaden”, i Inga Persson & Eskil Wadensjö (red.), Kvinnors och mäns löner – varför så olika? SOU 1997: 136.

Knudsen, Knud (1991) ”Kön och Fringe Benefits”, Sociologisk Forskning, nr 1. Rein, Martin & Wadensjö, Eskil (1997) Enterprise and the welfare state, Edward

Elgar Press, Cheltenham, UK.

SCB (1993) Löner i Sverige 1990–1991. Sveriges officiella statistik, Statistiska

centalbyrån, Stockholm

Selén, Jan & Ståhlberg, Ann-Charlotte (1996a) ”Public and negotiated pension rights

in a total wage concept. An empirical study of Sweden”, Labour, under utgivning.

Selén, Jan & Ståhlberg, Ann-Charlotte (1996b) ”Non-wage benefits in Sweden”,

Forskningsrapport 2/1996, Institutet för social forskning, Stockholm.

Ståhlberg, Ann-Charlotte (1995) ”Women’s pensions in Sweden”, Scandinavian

Journal of Social Welfare, vol 4.

8. Arbetsvärdering i teori och praktik

Å

SA

L

ÖFSTRÖM

8.1. Bakgrund

År 1980 antog riksdagen en lag mot diskriminering i arbetslivet.1 Tio år senare utvärderades lagen och vad gällde lönediskriminering var de flesta överens om att lagen varit vag. Ett uttryck för detta var att endast ett enda fall där lönediskriminering åberopats blivit föremål för behandling i domstol under de tio år som gått.2 Avsaknad av en s.k. partsöverenskommen arbetsvärdering ansågs vara en förklaring till lagens uddlöshet. Efter förändringar i lagen har dock antalet fall i AD blivit fler.3 Om detta sedan beror på den nya lagstiftningen, att arbetsvärdering blivit vanligare eller att medvetenheten ökat om att lönediskriminering förekommer är oklart. En gissning är att alla dessa skäl samverkat.

I mitten och slutet av 1980-talet intensifierades diskussionen om kvinnors löner. Kvinnorna var nu etablerade på arbetsmarknaden sedan ett par decennier och en ny generation kvinnor, som varken såg sina arbetsuppgifter som ett ”kall” eller sina inkomster som ”biinkomster”, fanns redan eller var på väg ut i yrkeslivet. Detta har naturligtvis ökat intresset för löneskillnaderna mellan kvinnor och män i allmänhet och de mellan kvinnojobb och mansjobb i synnerhet. Att få svar på frågan varför kvinnodominerade jobb på ett systematiskt sätt är lägre avlönade än motsvarande mäns har därför för många blivit en fråga med hög prioritet.

1 Denna hade föregåtts av oenighet och långvariga diskussioner. En stor del av diskussionerna handlade om huruvida arbetsmarknadens parter genom avtal och överenskommelser var bättre skickade att tillvarata kvinnornas intressen än vad en eventuell lagstiftning skulle kunna göra.2 Fallet handlade om två kvinnliga och en manlig blankettekniker där mannen ifråga hade högre lön än kvinnorna trots identiska arbetsuppgifter.3 Se t.ex. Andersson (1997).

Förutom lagstiftning och olika jämställdhetsavtal under 1980-talet startades kampanjer för att minska könssegregeringen på svensk arbetsmarknad.4 Trots ett ökat kvinnligt arbetskraftsutbud hade könssegregeringen på arbetsmarknaden knappast påverkats alls. Kvinnors och mäns representation i icke-traditionella jobb var fortfarande låg. Denna tudelning innebar också att löneskillnaderna mellan kvinnors och mäns jobb kunde bestå. Varför kvinnojobben som regel var och fortfarande är lägre avlönade än mansjobben finns det många som har meningar om. Vissa hävdar att det beror på att utbudet av kvinnor är större än vad som efterfrågas, andra att en stor del av arbetstillfällena för kvinnor främst är offentliga. Att många kvinnoarbeten liknar hemarbete och andra typiska kvinnosysslor som delvis utförs gratis (hemma) och dessutom kräver mindre formell utbildning är skäl som anförs som förklaring till de lägre lönerna. Uppfattningar om att arbetsuppgifter som utförs av kvinnor skulle ”devalveras”, d.v.s. få ett lägre värde än om det vore män som utförde dem, förekommer också.

Sammanfattningsvis har detta kommit att innebära att dagens lönediskussion breddats till att inte enbart handla om hur den en gång fastlagda målsättningen om lika lön för lika arbete skall förverkligas utan nu omfattar den också lika lön för likvärdigt arbete. Kvinnor och män må utföra olika arbeten men om dessa är likvärdiga och lika produktiva skall ”olika jobb” inte längre vara skäl till olika löner. Det är i det sammanhanget arbetsvärdering kommit att aktualiseras i (kvinno)lönedebatten; arbetsvärdering som metod att jämföra olika jobb på arbetsmarknaden.

8.2. Arbetsvärdering – vad är det?

Principen för arbetsvärdering är att varje enskilt arbete skall värderas utifrån de krav arbetet ställer. Vanligast är att på förhand bestämda faktorer poängsätts varefter en viktning sker så att arbetena kan svårighetsgraderas, rangordnas eller klassificeras. I detta ligger naturligtvis också en grund till lönesättning även om det inte alla gånger uttrycks explicit. Skall arbetsvärdering användas som ett instrument att kontrollera och analysera den gällande lönesättningen kommer förhållandet mellan det antal poäng som arbetet erhållit och dess lön att bli intressant. I de fall obalans föreligger är tanken att löneskillnader som inte kan motiveras skall bli föremål för justeringar.

4 Exempel på kampanjer är ”Fler kvinnor till industrin”, ”Mer män i vården”, ”Brytprojekt” m.fl.

210 Arbetsvärdering som ett instrument att svårighetsgradera arbetsuppgifterna i industrin introducerades av arbetsgivare redan på 1930och 1940-talen. Syftet var då att åstadkomma en ökad lönedifferentiering. Uppfattningen var att den vid den tiden långt gångna löneutjämningen försvårat arbetskraftsrekryteringen till industrin. I Sverige var Surte Glasbruk först med att utveckla ett system för arbetsvärdering, vilket skedde år 1947.5För de privatanställda tjänstemännen finns s.k. befattningsnomenklaturer. Befattningsnomenklatur för tjänstemän (BNT) skapades av SAF tillsammans med tjänstemannaorganisationerna på 1950-talet. Syftet var att utifrån två huvudbegrepp, arbetets funktion och arbetets svårighetsgrad, klassificera tjänstemännen. ”Befattningsvärdering Tjänstemän” (BVT) utvecklades av SAF i samarbete med ASEA, Volvo och Ericsson. Det var ett system där nio olika faktorer poängsattes däribland utbildning, påfrestning, personalledning och problemlösning. Varje faktor åsattes en vikt och var indelad i ett antal grader. ”System Lön 80” var ytterligare en typ av system utvecklat av Svenska Industritjänstemannaförbundet, SIF, och som antogs av deras kongress 1981.6 Det är ett klassificeringssystem med fyra svårighetsnivåer. Det är fjorton faktorer som värderas, däribland bundenhet, enformighet, styrning, ögonansträngning, social press och arbetsställning. Inom LO arbetade man flera år för att skapa ett system för arbetsvärdering för hela arbetsmarknaden. När detta slutligen presenterades år 1983 var kritiken hård och det resulterade i att systemet lades i malpåse. Vid LO:s kongress år 1991, då frågan om arbetsvärdering åter aktualiserades bl.a. utifrån de uttalanden som gjordes om att kvinnodominerade arbetsuppgifter och yrken borde uppvärderas, kom LO:s s.k. svårighetsskala att åter tas fram. Arbetsvärdering som metod att lönesätta arbeten är således inte någon ny företeelse. En brist med de äldre systemen ansågs emellertid vara att de inte hade beaktat kvinnors specifika kunnande och erfarenheter i lika hög grad som männens, de var med andra ord inte könsneutrala. Om systemen däremot kunde utformas på så sätt att de blev objektiva och könsneutrala skulle de kunna bli det instrument som behövdes för att uppvärdera hittills alltför lågt värderade arbetsuppgifter. Förutsättningarna att få en lönestruktur som bättre överensstämde med de krav dagens arbeten ställde skulle därmed bli bättre.

5 I Ericson (1991) finns en ingående beskrivning av olika system för arbetsvärdering som använts och används i flera svenska företag.6 SIF har utifrån ”System Lön 80” utvecklat ”ALT-systemet” (Arbetsvärdering och lönesättning för tjänstemän i industrin).

Flera av ovan nämnda arbetsvärderingssystem tillkom i en tid då kvinnor endast utgjorde en mindre del av arbetskraften. Detta förklarar delvis varför männens arbetsuppgifter blev normen för vilka faktorer som skulle värderas. Dessutom hade flertalet arbeten som kvinnor utförde inte ens blivit utsatta för en regelrätt värdering. Med ökande kunskap om olika kvinnojobb uppfattades detta alltmer som en brist. Utredningar och studier från 1970- och 1980-talen hade dokumenterat att många av de s.k. kvinnoarbetena var betydligt tyngre, slitsammare och psykiskt krävande än vad många hade föreställt sig. Att arbetsvärdering satte arbetet/arbetsuppgiften och inte individen i centrum vid lönesättningen uppfattades därför som en förutsättning för att åstadkomma en könsneutral värdering och lönesättning av kvinnors och mäns jobb.

8.3. Löneskillnader, andel kvinnor och arbetsvärdering

Under 1970- och 80-talen debatterades i USA möjligheterna och konsekvenserna av att införa ett lönesystem baserat på att olika jobb

men med lika värde för företaget lönemässigt skulle kunna jämföras.

Bakgrunden till diskussionen var att den dittillsvarande löneutvecklingen, trots omfattande lagstiftning7, inte mer än marginellt lyckats reducera de stora löneskillnaderna som fanns mellan kvinnor och män.8 Åtskilliga studier hade dessutom visat att skillnaderna till stora delar kunde förklaras av att kvinnor diskriminerades i USA. Avsikten med att använda arbetsvärdering vid lönesättning var därför att en lönesättning baserad på en värdering av arbetsuppgiften, och inte av individen, skulle kunna eliminera de löneskillnader mellan kvinnooch mansdominerade yrken som inte kunde förklaras av skillnader i produktivitet.

Av de ekonomiska teorier som används när löneskillnader mellan könen analyseras är det främst två som kommit att kopplas ihop med arbetsvärdering. Det är dels teorin om kompenserande löneskillnader, dels crowdinghypotesen. Teorin om kompenserande löneskillnader

7 Exempel på lagstiftning är”Equal Pay Act” från 1963 som förbjöd separata lönetariffer för kvinnor och män med lika kvalifikationer och med samma arbetsvillkor i övrigt. År 1965 trädde ”Title VII of the Civil Rights Act” i kraft, som bl.a. gjorde det omöjligt för arbetsgivarna att vägra anställa viss arbetskraft eller betala olika löner till arbetskraften p.g.a. ras, kön, osv.8 För vita kvinnor med månadslön som arbetar heltid hela året har relativlönen (kvinnors lön i förhållande till lönen hos motsvarande grupp män) ändrats ytterst lite. År 1955 var den 65 procent; 1964 59 procent; 1973 56 procent; 1983 64 procent och för år 1987 65 procent (Källa: Ehrenberg och Smith, 1991, s. 536).

212 går i korthet ut på att vissa jobb erhåller lönemässig kompensation på grund av att det är förenat med viss risk att utföra dem. De kan vara farliga, smutsiga, perifert belägna och så vidare. Eftersom fler män än kvinnor tenderar att inneha sådana jobb kommer de också att ha en lönefördel. Kritiker mot denna teori hävdar dock att sambandet knappast är så enkelt. Bland annat borde individernas preferenser beaktas. Risk för att vissa jobb övervärderas lönemässigt kan föreligga medan andra jobb, minst lika riskfyllda, undervärderas och därför inte heller erhåller någon kompensation.

Den andra ansatsen som fått speciell betydelse för diskussionen om arbetsvärdering är den s.k. crowdinghypotesen.9 Med crowding (anhopning) menas att kvinnor anhopats till ett begränsat antal arbetsområden/yrken där ett utbudsöverskott uppstått som i sin tur sänkt lönerna.10 Empiriska test av hypotesen har visat att lönen påverkas på ett signifikant negativt sätt av hur stor andelen kvinnor är. Andel kvinnor kan t.o.m. ha större negativ effekt på lönens storlek än vad själva könsvariabeln har (Sörensen, 1990). Att yrken dominerade av kvinnor oftast är sämre avlönade än yrken som domineras av män är känt, men i Sverige är det sparsamt belyst i vilken utsträckning själva ”andelen kvinnor” i yrket har en självständigt lönenedpressande effekt. De svenska data som analyserats ger dock visst stöd åt denna hypotes.

I slutet av 1980-talet genomförde Jonung och Persson (1990) en mindre explorativ studie av ett antal yrkesgrupper inom SACOområdet som bekräftade detta.11 Om andelen kvinnor i ett yrke ökade med tio procent kunde medellönen förväntas minska med cirka en procent. Dessutom fann man att den lönesänkande effekten var markant högre för män än för kvinnor. I en studie från 1993 testade jag ”andelens” betydelse i en kommun i mellansverige (Löfström, 1993). Resultatet blev att allt annat lika (d.v.s. vid lika ålder, tjänstgöringstid, arbetstid, befattning, lika lång utbildning etc.) så kvarstod dels en signifikant könseffekt, dels en signifikant negativ effekt av andelen kvinnor. Könseffekten, d.v.s. avdraget för kvinna, var cirka sex procent och vad gäller ”andel kvinnor” visade skattning-

9 Crowdinghypotesen lanserades av Edgeworth (1922) redan på 1920-talet som förklaring till kvinnors lägre löner i förhållande till män. Den mötte dock inget större gehör vid den tiden utan det är först i början av 1970-talet då Bergmann (1974) återupplivade tanken på kvinnors anhopning som orsak till kvinnors lägre löner som den åter blir aktuell.10 Teorins ekonomiska innebörd är att om utbudet till ett visst jobb eller arbetsområde ökar utan att något annat förändras reduceras individernas produktivitet och på så sätt minskar också lönen alternativt löneutvecklingen blir inte vad den annars skulle varit.11 De aktuella SACO-yrkena var bland andra: Apotekare, arkitekt, beteendevetare, bibliotekarie, ekonom, sjukgymnast, skyddsingenjör och jurist.

arna att en en tio-procentig ökning av andelen kvinnor skulle minska lönen med mellan 1,3 och 1,4 procent. Separata skattningar visade dessutom att den negativa effekten var klart större för män än för kvinnor.

I en ännu icke publicerad studie av hela arbetsmarknaden framgick också där den negativa effekten av ”andel kvinnor”.12 Efter att ha konstanthållit för ålder, tjänstgöringens omfattning, boendeort, arbetsgivare (privat eller offentlig), utbildning samt yrkesinriktning framgick att en tio-procentig ökning av andelen kvinnor skulle innebära en minskning av lönen motsvarande cirka 1,3 procent. Separata skattningar för kvinno- respektive mansdominerade yrkesinriktningar gav också en indikation om att den negativa effekten troligtvis är större för män.13 Preliminära resultat visade att en tioprocentig ökning av andelen kvinnor i kvinnodominerade jobb (mer än 70 procent kvinnor) skulle minska lönen med knappt 1,5 procent. I mansdominerade jobb (mindre än 30 procent kvinnor) skulle minskningen bli dubbelt så stor, eller drygt 3 procent.

Syftet med att introducera ”lika lön för arbete av lika värde” var att rikta uppmärksamheten på att kvinnor i stor utsträckning var anhopade till ett begränsat antal yrken och arbetsområden och att en konsekvens av detta blivit att de också koncentrerats till lågavlönade sektorer. De fåtal män och den stora grupp kvinnor som fanns i s.k. kvinnoyrken hade visserligen i stort sett lika lön men problemet kvarstod att samtliga i yrket var lågavlönade relativt innehavarna av jobb som dominerades av män.

Att låta ett system med arbetsvärdering utgöra en del av lönesättningen för att åstadkomma riktiga och rättvisa lönerelationer mellan olika jobb är dock inte helt oproblematiskt och okontroversiellt. Arbetsvärdering uppfattas nämligen av motståndare som ett sätt att överge marknadslönerna. Förespråkare betonar å andra sidan att marknaden inte har en korrekt bild av mäns och kvinnors jobb och därför blir de inte heller korrekt lönesatta. Alltför många avvägningar, subjektiva bedömningar och stereotypa föreställningar om vad kvinnor och män gör i sina respektive arbeten har lagt grunden till en inkorrekt lönesättning. En korrekt genomförd arbetsvärdering skulle öka kunskapen om jobben och dess produktivitet och på så sätt skulle också lönesättningen kunna förbättras. Vissa menar dessutom att när det är kraven i jobbet som värderas och inte individernas prestation borde ”arbetets värde” kunna bestämmas oberoende av de aktuella efterfråge- och utbudsförhållandena. Arbetets värde borde rimligen

12 Löfström (1997).13 Löneuppgifterna i det aktuella datamaterialet var dessvärre inte könsuppdelade, varför konsekvenserna för kvinnors och mäns löner separat inte gick att bestämma.

214 vara detsamma oavsett om det är en eller hundra som är villiga att utföra detsamma. Detta är en mycket kontroversiell synpunkt, åtminstone bland ekonomer, bland vilka många snarare menar att arbete saknar ett objektivt värde som skulle kunna mätas.14

8.4. Erfarenheter av arbetsvärdering

Vilka erfarenheter har man då av arbetsvärdering? Eftersom svenska sådana är få och ofullständiga kommer jag i huvudsak att koncentrera mig på den amerikanska erfarenheten.

Amerikanska erfarenheter

Johnsons och Solons studie

I en första studie har Johnson och Solon (1986) dels kvantifierat vad kvinnodominans i ett yrke betyder för lönens storlek dels analyserat hur lönen skulle påverkas av en konsekvent genomförd arbetsvärdering. Tillvägagångsättet har varit att mäta lönegapet på traditionellt sätt och sedan med betoning på hur stor andelen kvinnor är i olika jobb.

Solon och Johnson börjar med en enkel regression där lön är den beroende variabeln och andel kvinnor i yrket den oberoende. Resultatet visade att om man jämförde lönen i ett yrke som nästan helt dominerades av kvinnor med ett yrke som nästan helt dominerades av män, så var lönenackdelen högre för både kvinnor och män ju högre andel kvinnor i jobbet. Den var dock större för män än för kvinnor.

När författarna beaktade de anställdas karäktäristika samt jobbens egenskaper avtog betydelsen av andelen kvinnor i yrket. Den viktigaste förklaringen till detta anser författarna vara att ett antal branschvariabler inkluderats i modellen. Att branscheffekten blev så stor tillskrevs bl.a. förhållandena inom byggnads- och tillverkningsindustrin. Arbetstillfällena i dessa branscher är förutom relativt välbetalda också kraftigt mansdominerade.

Sammanfattningsvis tydde resultaten på att det fanns ett negativt samband mellan lön och andel kvinnor i yrket, samt att detta negativa samband var starkare för män än för kvinnor. Dessutom fann man att löneskillnaderna mellan kvinnor och män med lika jobb var mer påtagliga mellan företag än inom det enskilda företaget. Författarna menar därför att med arbetsvärdering kommer man endast att kunna

14 ”Vi kan känna till ett arbetes värde, om vi talar om produktens försäljningsvärde, men vi kan inte tala om ett ‘egentligt’ värdebegrepp.” (Lommerud, 1997, s. 84)

åtgärda osakliga löneskillnader inom ett företag medan löneskillnader i allmänhet inte kommer att kunna åtgärdas. Deras skattningar av arbetsvärderingens direkta inflytande på löneskillnaderna i stort visade också en högst måttlig effekt.

Solon och Johnson menar avslutningsvis att det finns ett antal frågor som man borde ha svar på innan man tar ställning till om arbetsvärdering är ett instrument av betydelse eller ej: Hur effektiv kan arbetsvärdering bli när det lagstiftats om arbetsvärdering? Det antas att arbetsvärdering skall påverka relationen mellan lön och andel kvinnor i jobbet men hur kommer arbetsvärdering att påverka sambandet mellan lön och de karaktäristika som kännetecknar jobben och arbetarna? Kan man tänka sig att arbetsvärdering (som leder till en löneökning för kvinnojobb) innebär löneförändringar i de mansdominerade jobben, högre priser och substitution av kvinnor med män? En annan fråga är vad som händer med de kvinnojobb som inte blir aktuella för löneökningar. Hur kommer relationen mellan olika kvinnojobb att ändras? Är det möjligt att det sker en substitution mellan olika kvinnojobb så att effekten blir en genomsnittlig löneminskning för kvinnor?

Ehrenbergs och Smiths studie

I en annan studie, Ehrenberg och Smith (1987), fokuserades intresset på de indirekta effekterna av en konsekvent genomförd arbetsvärdering inom den offentliga sektorn. Författarnas uppfattning var att ett system med arbetsvärdering skulle kunna medföra att åtminstone fyra typer av relativa löner ändrades. För det första att kvinnors genomsnittslön skulle öka i förhållande till mäns, för det andra att genomsnittslönen i kvinnodominerade jobb skulle öka i förhållande till lönen i mansdominerade. Vidare antog de att genomsnittslönen inom kvinnodominerade arbetsområden (t.ex. hälso- och sjukvård) skulle öka relativt mansdominerade arbetsområden (t.ex. brandkåren) och slutligen att om fördelningen av offentligt anställda var oförändrad skulle genomsnittslönen för den offentligt anställde komma att öka i förhållande till priset på andra varor och tjänster.

Den fråga som författarna uppehåller sig vid är hur dessa förändringar i relativlön påverkar antalet och fördelningen av sysselsatta kvinnor och män i den offentliga sektorn. Beroende på hur lönekänsliga de offentliga arbetsgivarna är kan man tänka sig olika konsekvenser. Män kommer att ersätta kvinnor i vissa yrkesgrupper. Sysselsättningen i mansdominerade yrkesgrupper kommer att öka på bekostnad av dem som domineras av kvinnor. Slutligen är det möjligt att det sker en total minskning av offentlig sysselsättning.

216 En arbetsvärdering som resulterar i högre lön för kvinnor kan enligt författarna medföra en total minskning av kvinnors sysselsättning. Substitutionen skulle kunna gå till på flera olika sätt. Förutom att kvinnor direkt skulle kunna ersättas av män tänker man sig också att arbetsuppgifter som tidigare utförts av kvinnor, exempelvis visst skrivarbete, nu skulle komma att utföras av männen själva. Detta leder naturligtvis på lång sikt till en mindre efterfrågan på kvinnlig arbetskraft, något som innebär att fler kvinnor måste söka sig till den privata sektorn. Ett ökat arbetskraftsutbud till den privata sektorn kan i sin tur komma att innebära en ökad press nedåt på kvinnors löner där. Dessa hypoteser testade Ehrenberg och Smith med data från 1980. De genomförde ett antal simuleringar vilka inte i något fall gav stöd för hypotesen att det skulle finnas några stora substitutionsmöjligheter mellan kvinno- och mansdominerade yrkes- och arbetsområden. Deras beräkningar pekade på att en lönejustering för kvinnor motsvarande 20 procent skulle medföra en minskning av kvinnors sysselsättning i offentlig sektor med endast 2–3 procent. Att sysselsättningsminskningen blev så liten är ett direkt resultat av att de inte lyckades påvisa så stora substitutionsmöjligheter inom de största yrkesgrupperna. Dessutom ansåg de att den höga fackliga organiseringsgraden bland de offentligt anställda och den aktivitet detta medför torde vara ett effektivt hinder när nedskärningar i den offentliga sysselsättningen blir aktuella.

Filers studie

I en tredje studie har Filer (1989) undersökt i vilken omfattning det förekommer löneskillnader som kan relateras till yrkets könsfördelning. Filer har hämtat data från ett stort antal källor som totalt omfattade 430 yrken och innehöll 225 olika person- och arbetsegenskaper. Filer skattade först en modell med enbart könsfördelningen i yrket som förklarande variabel. Resultaten visade för heltidsarbetande att en övergång från ett yrke utan kvinnor till ett yrke med enbart kvinnor i genomsnitt medförde en löneminskning med 4,41 dollar per timme. Effekten reducerades successivt när ytterligare förklaringsvariabler tillkom och när samtliga 225 (!) förklaringsvariabler ingick i modellen kvarstod fortfarande 1,35 dollar mindre per timme som kunde hänföras till könsfördelningen i yrket.

Författaren skattade också modellen för kvinnor och män separat. Resultaten visade att löneminskningen var mindre för kvinnor än för män, 1,73 mot 2,32 dollar, när enbart könsfördelningen ingick som förklarande variabel. När alla variabler ingick visade resultaten att det inte skulle föreligga något signifikant samband mellan ett yrkes

könsfördelning och dess löner, varken för kvinnor eller män. Filers slutsats är därför att arbetsvärdering inte kommer att kunna påverka kvinnors löner. Istället anser han att lösningen på problemet med lönediskriminering av kvinnor borde vara fortsatt lagstiftning kombinerad med andra åtgärder.

Orazems och Mattilas studie

År 1983 stiftade delstaten Iowa en lag som innebar att arbetsvärdering skulle tillämpas inom den statliga sektorn. Som arbetsgivare förband sig staten att inte diskriminera mellan jobb som dominerades av kvinnor och jobb som dominerades av män i de fall de var av lika värde för arbetsgivaren. För att utröna ”värdet” för staten av deras mer än 800 olika jobb engagerades Arthur Youngs konsultföretag.15Det enda krav som ställdes på konsulten var att de marknadslöner som fanns skulle ignoreras vid värderingen eftersom dessa antogs reflektera de privata arbetsgivarnas diskriminering.

Young valde ett poängsystem för att få fram värdet av respektive jobb. Fyra olika egenskaper – ”kunskap/kvalifikationer”, ”ansträngning”, ”ansvar” och ”arbetsvillkor” – poängsattes och viktades sedan med egenskapens respektive värde för arbetsgivaren. Själva värderingen av jobben utfördes av grupper om fyra personer, två kvinnor och två män, som erhållit en tredagars utbildning i arbetsvärdering. Deras värdering baserades i sin tur på en enkät som besvarats av ett urval bland de anställda. Eftersom tidigare arbetsvärderingssystem antogs ha undervärderat egenskaper hos de kvinnodominerade jobben kom enkäten till de anställda att utformas så att aspekter på jobb som dominerades av kvinnor bättre skulle kunna identifieras.

Viktningen var naturligtvis central i detta arbete och kom också efter att ha testats på det slutliga resultatet att modifieras. Enligt Youngs slutrapport baserades dessa ändringar åtminstone delvis på att vikterna fick olika betydelse för kvinnors och mäns jobb och det sätt på vilket faktorerna verkade när slutpoängen bestämdes. Författarna anser att denna typ av förändringar (justeringar) belyser en del av svårigheterna med att skapa objektiva värderingsinstrument.

Efter genomförd arbetsvärdering av de 800 olika jobben befanns att närmare 11 000 anställda skulle få en löneökning medan drygt 7 000 skulle få vidkännas en löneminskning. 79 procent av de kvinnodominerade jobben, 53 procent av de jobb som dominerades av män samt 48 procent av de blandade jobben skulle få lönen höjd. Författarna uppskattar statens kostnader för detta till 16 miljoner

15 Young är ett av flera amerikanska konsultföretag som dels arbetar med att utveckla arbetsvärderingssystem, dels utför arbetsvärdering hos olika uppdragsgivare.

218 dollar, löneminskningarna inkluderade. Värderingskommittens slutliga rekommendation blev dock att det inte skulle bli några lönesänkningar. De aktuella grupperna skulle däremot inte komma ifråga för några löneökningar tills dess att deras lön låg i nivå med de angivna rekommendationerna. Förhandlingarna mellan facket och arbetsgivaren (d.v.s. delstaten Iowa och AFSCME16) ledde också fram till en kompromiss. Den innebar att ingen skulle drabbas av lönesänkningar och att löneökningen för de aktuella individerna skulle stanna på en lägre nivå än vad den ursprungliga planen avsett.

Resultaten av värderingen byggde på att man undersökte ett urval, motsvarande en femtedel, av de offentliga anställda.17 Det man fann var bland annat att de offentligt anställda, som grupp, hade vunnit på arbetsvärdering. Lönespridningen mellan arbetarna hade reducerats i stort men ökat något inom kvinnogruppen. Genomgående fann författarna att kvinnor vann åtskilligt mer än vad männen gjorde. Som väntat vann de som var minst utbildade och de med de kortaste tjänstgöringstiderna mest. Det fanns också en klar tendens att de med de sämsta marknadsalternativen skulle vinna mest. Arbetare i hälsooch socialt arbete samt kontor och utbildning, d.v.s. yrken med en hög andel kvinnor, klassades också som vinnare i studien. Arbetare i data-, finans- och transportbranscherna skulle däremot ha förlorat i lön enligt den ursprungliga planen men gick i och med kompromissen skadeslösa ur den ”nya värderingen”.

Studiens syfte var att undersöka vilket inflytande såväl den ursprungliga planen skulle ha haft som det kompromissen faktiskt kom att få på den nya lönestrukturen. För att kunna göra detta var det nödvändigt att isolera förändringar i andra faktorers inflytande på lönestrukturen under den aktuella perioden. För att göra jämförelser möjliga utgick de därför från den faktiska lönen år 1983 och utifrån denna beräknades sedan lönen för samma grupp anställda efter det att arbetsvärderingen genomförts.18 Ett annat sätt var att jämföra löneskillnaderna före respektive efter arbetsvärderingen genomförts. Av enskilda resultat framgick visserligen att, i överensstämmelse med tidigare studier, längre utbildning, arbetslivserfarenhet och graden av facklig organisering på ett signifikant sätt ökade lönen men samtidigt hade arbetsvärderingen medfört att relativt sett mindre tonvikt lagts vid dessa faktorer. Däremot föreföll det finnas en tendens att större tyngd hade lagts vid betyg och examina. Medlemmar av minoritets-

16 AFSCME är det fackförbund i USA som organiserar merparten kommunal- och delstatsanställda.17 I studien ingick inte de statliga universiteten.18 På så sätt undviks problemet med de som slutar respektive börjar hos staten under denna period samt konjunktur- och prisförändringar m.m.

grupper förlorade lite mer än en procent relativt vita medan fackföreningsmedlemmar vann mer än icke-fackanslutna. En jämförelse mellan 1983 års lönenivå och nivån efter arbetsvärderingen visade att kvinnorna i genomsnitt vunnit drygt en procent.19 Detta kan jämföras med en beräknad ”vinst” för kvinnor, i enlighet med den ursprungliga planen d.v.s. före kompromissen, på cirka åtta procent (Orazem och Matilla, 1990).

Avslutningsvis tror författarna att Iowa-fallet är typiskt för hur det kan gå till att införa arbetsvärdering i en organisation. Dels var den metod Young använde standard inom området. Dels var det aktuella facket, AFSCME, störst inom offentlig sektor och hade dessutom varit rätt aktiva i den arbetsvärderingsdebatt som förekommit i flera andra delstater. Författarna tror dessutom att kompromisser av den typ som gjordes torde vara normala. Möjligheterna att bli framgångsrik med ett arbetsvärderingssystem förutsätter dock att eventuella restriktioner och begränsningar sätts ex ante. Exempelvis, hur mycket får det kosta? Vilka arbetsuppgifter skall analyseras? Hur stora respektive hur små får löneförändringarna bli? Skall marknadslönerna få finnas med i bedömningarna eller inte?

Killingworths studie

Det andra exemplet där arbetsvärdering införts har analyserats närmare av Killingworth (1990). Sedan länge hade de kommunalanställda kvinnorna i San José20 i Kalifornien sökt påverka sina löner så att det skulle bli mindre löneskillnader mellan kvinno- och mansdominerade jobb. Efter omfattande arbete fick man slutligen igenom att konsultföretaget Hay skulle genomföra en sådan studie.

Utvärderingskommitten bestod av en anställd från kommunens ledning och nio som inte tillhörde ledningen men som representerade olika delar av kommunen. Facket insisterade också på att endast intern lönelikhet skulle vara aktuell. Ingenting skulle relateras till den externa arbetsmarknaden och inga skrivna rekommendationer från konsulterna skulle få förekomma. De fyra faktorer som skulle utvärderas var: färdigheter (oberoende av hur de uppkommit), problemlösning, ansvar för arbetsresultatet och arbetsförhållanden. Så snart resultatet av den genomförda arbetsvärderingen offentliggjordes, i december 1980, startade en omfattande debatt inte minst i media. Skulle en erfaren bibliotekarie (kvinnodominerat yrke) med

19 Jämförelsen avser 1983 års lönenivå och den lönenivå som kompromissen kom fram till. Skillnaden skulle ha varit 2,8 procent om den ursprungliga planen genomförts.20 San José hade vid tillfället 650 000 innevånare och var då Kaliforniens fjärde största stad.

220 493 poäng och en lön på 900 dollar (tvåveckorslön) få samma lön som en erfaren kemist (blandat yrke) med lika många poäng men med en lön på 1 100 dollar? Studien visade ett mycket tydligt mönster. Jobb som dominerades av kvinnor var underbetalda i förhållande till de mansdominerade jobben med lika hög (låg) poäng. Enligt officiella talesmän från facket pekade detta på uppenbar lönediskriminering av kvinnor.

Efter åtskilliga månaders debatt började man förhandla. Lönesänkningar ansågs uteslutna och istället föreslog facket att alla jobb som låg under en viss nivå skulle få löneökning och för de som låg över denna skulle löneökningar hållas tillbaka.21 Arbetsgivaren å andra sidan föreslog en speciell lönejustering till de kvinnodominerade jobben som skulle minska den löneklyfta som påvisats i Haystudien.

Eftersom fack och arbetsgivare inte kunde komma överens beslöt facket att utlysa strejk i juli 1981. Detta var knappast en konventionell strejk utan något så ovanligt som en strejk föranledd av lönediskriminering på grund av kön. Detta gjorde att det blev en mediahändelse av intresse långt utanför USAs gränser.

Arbetsgivaren fick starkt stöd från delstatsregeringen i sitt agerande gentemot facket. Slutligen slöts dock ett avtal som innebar en kompromiss och som enligt vissa bedömare hade lite att göra med en objektiv och systematisk arbetsvärdering. Avtalet 1981–83 medgav en löneökning på 7,5 procent det första året, 8 procent det andra året och speciella lönejusteringar för de kvinnodominerade jobb som hamnat på den lägsta nivån enligt Hays värdering. Som en del av avtalet ingick också att kommunen lovade att förhandla om ytterligare lönejusteringar i kommande avtal i enlighet med den arbetsvärdering som gjorts. Sådana justeringar genomfördes också under de följande avtalsperioderna under 1980-talet.

Killingworth har analyserat vilken effekt dessa förändringar fick på lönestruktur och sysselsättning i San José. År 1980 betalades kvinnojobben i genomsnitt cirka 20 procent lägre än mansjobben trots samma arbetsvillkor och lika många arbetsvärderingspoäng. År 1988 hade denna siffra reducerats till 10 procent. Killingworth visade också att kommunens lönejustering i enlighet med den arbetsvärdering som gjordes medförde en löneökning på närmare sex procent för kvinnodominerade jobb medan effekten på de mansdominerade jobben endast var marginell. Vad gällde sysselsättningseffekten av dessa lönejusteringar visade resultaten att denna var försumbar för

21 Med ”nivå” avses här den relation som föreligger mellan erhållna arbetsvärderingspoäng och aktuell lön.

männen. För kvinnorna skulle sysselsättningen ha minskat med mellan sex och sju procent under perioden 1980–88, vilket då motsvarade ungefär ett års sysselsättningstillväxt i sektorn.

Svenska erfarenheter

Den svenska erfarenheten av att använda arbetsvärdering i akt och mening att jämföra olika jobb och främst kvinnors med mäns jobb är i stort sett begränsad till olika försök. Anledningen till detta är naturligtvis först och främst att det är nytt men också att det är en komplicerad och tidskrävande metod. Något som också bekräftas av den amerikanska erfarenheten. De arbetsvärderingssystem som finns i Sverige är dels de som sedan länge är lanserade och testade på den internationella marknaden, dels de som företag och organisationer själva tagit fram. Det senare har också blivit vanligt efter det att man provat något av de etablerade systemen. Exempel på det senare är Arbetsmarknadsverket som tagit fram ett eget system för arbetsvärdering, vilket nu är tänkt skall användas i praktiken.22

Jämställdhetsombudsmannen (JÄMO) har inte skapat något eget system men däremot både låtit genomföra en värdering och omsatt dess resultat i praktiken.23 JÄMO:s s.k. barnmorskemål i arbetsdomstolen hösten 1996 förlorades med hänvisning till att JÄMO inte lyckats visa att barnmorskans arbete var likvärdigt med klinikingenjörens. Trots en mycket omfattande och, så vitt jag kan bedöma, omsorgsfull värdering blev AD:s dom att den genomförda arbetsvärderingen inte var tillräcklig som bevis för likvärdigheten.24 I ett annat fall, från samma år, godtog dock Arbetsdomstolen den arbetsvärdering som genomförts. Två olika arbeten bedömdes vara likvärdiga och lönerna skulle justeras därefter.25

Bortsett från detta så har, så vitt jag vet, inga fullskaliga försök gjorts i Sverige att implementera resultaten av en arbetsvärdering för att påverka/kontrollera den befintliga lönestrukturen. Vi får därför nöja oss med att på basis av en genomförd arbetsvärdering analysera vilka tänkbara konsekvenser detta skulle få om värderingens resultat omsattes i praktiken.

22 Projektet finns beskrivet närmare i rapporten: AVS/AMVs arbetsvärderingssystem (1995).23 Arbetsdomstolen, dom nr 41/96, mål nr A 153/95. Käranden var JÄMO och svaranden var Örebro Läns Landsting.24 Det arbetsvärderingssystem som användes kom ursprungligen från Nya Zeeland.25 AD:s dom nr 79/1996, det s.k. ”Karlskogamålet”. Käranden var Sveriges Kommunaltjänstemannaförbund (SKTF) och svaranden Karlskoga kommun.

Arbetsvärdering – resultat från ett projekt 26

Den arbetsvärdering som ligger till grund för de resultat jag presenterar här genomfördes vid tre svenska universitet/högskolor under vintern/våren 1994.27 Vid värderingen använde man sig av två olika system på två inte helt identiska grupper. Med det amerikanska HAYsystemet värderades elva olika befattningar med likartad utbildningsbakgrund och med det svenska BVT-systemet (BefattningsVärdering Tjänstemän) värderades 40 olika befattningar där utbildningsbakgrunden var mer varierad.28 I båda fallen ingick både typiskt manliga och typiskt kvinnliga befattningar men också ett antal som var mer könsmässigt balanserade.29 Cirka 250 personer berördes av HAYvärderingen och cirka 600 av BVT-värderingen.

Underlaget för själva värderingen inhämtades från de anställda och/eller cheferna. Informationen dokumenterades sedan i en standardiserad befattningsbeskrivning. Värderingskommitten var sammansatt av representanter för både arbetsgivare och fackliga organisationer, något som uppfattas som en förutsättning för att slutresultat skall bli så objektivt som möjligt.30

I HAY är det ”kunnande, problemlösning, resultatansvar och arbetsvillkor” som utgör huvudområden för värderingen. (Se bilaga 1 för ett exempel på värderingsschema.) De åtta faktorer som utgör stommen vid BVT-värderingen är: ”utbildning, erfarenhet, problemlösning, personalledning, kontakter och samarbete, resultatansvar, påfrestning och miljö”.

Efter värderingen med HAY visade det sig att poängen för de elva befattningarna låg i ett intervall från cirka 200 till närmare 900 poäng. Ju högre poäng desto större krav och vise versa. Löneskillnaderna är inte oväntat minst i de lägst värderade befattningarna, cirka 400 kronor, och störst i befattningarna med högst poängtal, närmare 3 000 kronor per månad. Diskrepansen härvidlag innebär naturligtvis att man ställer sig frågan om yrken kan vara direkt felaktigt lönesatta

26 Löfström (1996a, 1996b).27 Projektet och dess resultat finns beskrivit i rapporten ”Arbetsvärdering – en metod att utjämna löneskillnader mellan kvinnor och män?” (Rapport från ett ALVAprojekt, 1993.)28 Amerikanska företaget HAY tillhör de världsledande inom området arbetsvärdering och är också etablerade i Sverige. BVT står för Befattningvärdering Tjänstemän och är ett svenskt system. I ALVA-rapporten (se fotnot 27) presenteras respektive system närmare samt ges en beskrivning av hur själva värderingen genomförts.29 Avdelningsdirektörer, bibliotekarier och forskningsingenjörer är exempel på yrken som värderades med båda systemen medan lektorer och adjunkter enbart värderades med HAY. Lokalvårdare, vaktmästare, arbetsledare, instrumentmakare och laboratorieassistenter är exempel på grupper som enbart värderades med BVT.30 Detta utesluter naturligtvis inte att sammmansättningen i något annat avseende kan vara biased vilket skulle kunna påverka gruppens objektivitet.

eller om andra faktorer, som inte ingår i själva värderingsunderlaget, är förklaringen. En sådan faktor skulle exempelvis ”marknaden” kunna vara.

Löneskillnaderna mellan de kvinnodominerade och de mansdominerade jobben som enligt arbetsvärderingspoängen bedömts vara ungefär lika är följaktligen betydligt lägre vid låg än vid hög poäng.

När slutresultatet av en värdering överensstämmer med den ordning som redan är etablerad vad avser relationen poäng–lön, framförs det ofta av motståndare till arbetsvärdering som ett argument mot arbetsvärdering. De som däremot förespråkar att en värdering bör ske menar att det förekommer diskriminerande inslag i systemen som omintetgör en objektiv och könsneutral värdering. Ett viktigt krav, sett ur kvinnornas synvinkel, har därför hela tiden varit att de system som används skall vara könsneutrala vilket också bör inkludera att marknadens lönesättning måste negligeras.

BVT-systemet har inte marknadsförts som ett system som skall rätta till osakliga löneskillnader mellan kvinnor och män specifikt utan är mer ett generellt system att värdera olika befattningar på arbetsmarknaden med. Av de 40 befattningar som värderades här dominerades 17 till mer än 60 procent av kvinnor varav 11 till 100 procent. Männen dominerade sju av befattningarna till 100 procent och nio till mer än 60 procent.

Även här var den intressanta frågan om kravnivå och aktuell lönenivå överensstämde. Den rangordning som BVT-värderingen gav upphov till sammanföll rätt väl med existerande lönestruktur. Med några få undantag hade de lägre avlönade jobben också erhållit färre poäng medan de högre avlönade jobben erhållit högre poäng. Frågan kvarstår dock om BVT-systemet är fritt från könsbias och/eller om de som värderat förmått göra en objektiv och könsneutral värdering?

Arbetsvärdering och förändring i lön

Hur stora skulle löneförändringarna bli om de olika befattningarna ersattes i enlighet med att avkastningen per arbetsvärderingspoäng vore densamma för kvinnor som för män? För att se om kvinnor och män faktiskt erhöll olika avkastning vid lika poäng skattades separata löneekvationer för kvinnor och män. Löneekvationerna innehöll förutom resultaten från de genomförda arbetsvärderingarna också uppgifter om ålder, ålder kvadrerad och kön. Skattningarna genomfördes med OLS (ordinary-least-squares) multipel regressionsanalys.

Med något undantag gällde att lönen ökade med arbetets svårig-

hetsgrad. Skillnaden mellan könen är dock tydlig. Avkastningen för

kvinnor var i samtliga poängintervall utom två lägre än den avkast-

224 ning männen fick. I de två näst högsta intervallen hade kvinnorna högre avkastning än männen.

Om avkastningen vore densamma för kvinnor och män skulle således lönerna behöva justeras. Som riktlinje för en sådan justering skattades en enkel linjär löneekvation för de befattningar som dominerades av män. På basis av erhållna resultat kunde sedan löner för de olika befattningarna, kvinno- såväl som mansdominerade, predikteras. Dessa jämfördes sedan med de observerade medellönerna i dessa befattningar. Skillnaden mellan den observerade och den predikterade lönen tolkades sedan som en indikation på om det fanns befattningar/yrken i organisationen som lönemässigt skulle kunna vara under- eller övervärderade. I nedanstående tabell sammanfattas resultaten.

Tabell 8.1 Faktiska och predikterade genomsnittslöner för befattningar/ yrken med olika svårighetsgrad enligt värdering med HAY, och med olika könsmajoritet.

Faktisk lön Predikterad lön

a

Estimerad löneförändring

b

> 70 % Kvinnor Sekreterare (269)

14 874

16 583

+ 11,5 %

Bibliotekarie (314)

15 509

17 272

+ 11,4 %

1:e byråsekr (344)

16 196

17 747

+ 9,6 %

Intendent (351)

16 615

17 859

+ 7,5 %

1:e bibliotekarie (488)

19 481

20 214

+ 3,8 %

> 70 % Män Forskningsing.(265)

14 506

16 523

+ 13,9 %

1:e forskn.ing (440)

18 447

19 356

+ 4,9 %

Högskoleadjunkt (441)

19 646

19 373

– 1,3 %

Avdelningsdir (486)

22 257

20 177

– 9,3 %

Lektor (637)

23 293

23 129

– 0,7 %

Siffran inom parentes anger antal HAY-poäng.aPredikterad lön har estimerats utifrån att de kvinno- resp. mansdominerade jobben ersätts i enlighet med den löneekvation som gäller de mansdominerade jobben.bDen löneförändring som skulle behövas för att erhålla den predikterade lönen har skattats på följande sätt: [(Predikterad lön – faktisk lön)/faktisk lön]*100.

Ovanstående beräkningar utgör självklart inget tillräckligt underlag för några mer långtgående slutsatser men bör kunna ligga till grund för en vidare diskussion om arbetsvärdering som metod att påverka löneskillnader mellan olika jobb. Exempelvis går det knappast att á priori säga att arbetsvärdering enbart skulle gynna kvinnor. I detta material skulle visserligen samtliga jobb dominerade av kvinnor få vidkännas en löneökning om resultaten implementerades men två av de mansdominerade jobben skulle också få sina löner höjda. Därtill

kan noteras att den största procentuella ökningen skulle ha tillfallit ett mansdominerat jobb. En andra iakttagelse är att arbetsvärdering inte implicerar att alla skall ha lika lön.

Motsvarande skattningar gjordes också för BVT-värderingen. Både kvinno- och mansjobb skulle påverkas om en värdering i enlighet med BVT skulle omsättas i praktiken. Av de aktuella jobben, d.v.s. de som var antingen kvinno- eller mansdominerade, var det något fler kvinnojobb som var ”underbetalda” i förhållande till sin poäng medan det var fler mansjobb som var ”överbetalda”. Av figuren 8.1 framgår hur mycket.

Figur 8.1 Skattad löneförändring med avseende på BVT-poäng i jobb dominerade av kvinnor respektive av män.

10

9

6 6 6

5 5 5

2

1

-2 -2 -2 -2

-3 -3

-4

19

14

11

3 3

0,5

-1

-2 -2 -2

-3 -3

-4

-5

-7

-10

-19

-20 -15 -10

-5 0 5 10 15 20

> 50 % kvinnor > 50 % män

Procent

Medellön och medelpoäng för olika jobb har i denna studie liksom i de tidigare varit utgångspunkt för analysen. Detta innebär att resultaten endast kan ses som en indikation på hur ersättningen för olika jobb skulle kunna påverkas om värderingen skulle omsättas i praktiken.

Sammanfattningsvis tyder båda värderingarna på att det är svårt att ha någon bestämd uppfattning om hur slutresultatet kommer att bli. Det förefaller dock klart att arbetsvärdering medför större eller mindre löneförändringar men att något kön, kvinnor eller män,

ensidigt skulle gynnas eller missgynnas av detta är svårt att se.

Skattningar på individdata utifrån resultaten från HAY-värderingen visade att av 100 kvinnor skulle 50 få högre lön, 30 få lägre och 20 skulle inte alls beröras om en strikt implementering, d.v.s. både löneökningar och lönesänkningar, skulle genomföras.

Sammanfattning

De studier som presenterats här visar på varierande resultat men huvudintrycket är ändå att ett system med arbetsvärdering lönemässigt gynnat kvinnor och kvinnors arbetsuppgifter. Det är dock klart att också män gynnats dels om de finns i kvinnojobb vars löner höjts, dels genom att vissa mansdominerade jobb också blivit högre värderade. I ett par studier har också sysselsättningseffekten analyserats och det förefaller som om en löneökning för kvinnor endast i mindre utsträckning skulle ha påverkat deras sysselsättning negativt. Kostnaderna för att implementera resultaten beror naturligtvis på organisationens storlek men också på hur stora lönedifferenserna är som skall åtgärdas. Eftersom arbetsvärdering är en tidskrävande process påpekar flera av författarna att man i förväg bör ha bestämt om man har för avsikt att omsätta resultaten i verkligheten. Erfarenheten tyder dock på att erhållna resultat kommer att modifieras vid implementering i så måtto att lönesänkningar knappast realiseras och löneökningar inte blir av den storleksordning som värderingen indikerat.

Ett genomgående drag i samtliga studier är att de ger upphov till frågor, som enligt författarna kräver svar innan man kan uttala sig om huruvida arbetsvärdering är rätta metoden att lösa problemet med lönediskriminering av kvinnor. Exempel på frågor är: Varför har man inte med hjälp av arbetsvärdering lyckats eliminera löneskillnaderna fullständigt? Kommer man framgent att kunna revidera arbetsvärderingssystemet i takt med att arbetsuppgifter och det sätt på vilket dessa utförs ändras? Kommer de offentliga budgeterna (stat och kommuner är ju de som berörts av förändringarna) att ge ekonomiska förutsättningar för kontinuerliga lönejusteringar i enlighet med arbetsvärderingen?

8.5 Avslutning

Invändningar som görs mot arbetsvärdering tar ofta sin utgångspunkt i villkoren för en fri marknad. Eftersom lönerna skall vara en spegling av marknadens efterfråge- och utbudsförhållanden är det också marknaden som värderar jobben. Arbetsvärdering uppfattas därför som enbart en störning av marknadens egna mekanismer. Problemet med marknaden som ensam lönesättare är att den de facto inte är ensam. För arbetsmarknadens parter är detta också klart. Lönebildning handlar inte bara om marknaden utan också om värderingar,

bedömningar och olika typer av avvägningar.31 Om man har som målsättning att värderingar och bedömningar skall vara objektiva och könsneutrala då borde arbetsvärdering kunna vara ett verktyg. Systematisk arbetsvärdering skulle kunna förbättra informationen om produktiviteten i olika jobb och en justering av lönerna i enlighet med erhållna resultat skulle därför kunna vara något som förbättrar

arbetsmarknadens funktionssätt och inte något som försämrar den.

Frågan om marknadslönerna är central men också kontroversiell. I Iowa-studien uppmanades värderarna att helt ignorera marknadslönerna främst därför att man antog att dessa speglade den diskriminering som förekom av olika jobb. Genom att inte ta med marknadslönerna skulle dessa därför få ett minskat inflytande på jobben i den offentliga sektorn.

Enligt Orazem och Mattila skulle dock marknadslönerna i vissa situationer kunna fylla en funktion. De exemplifierar med fall då två olika jobb är likvärdiga, enligt den genomförda värderingen, men ändå inte är det därför att deras värde för arbetsgivaren är något olika. Det handlar då främst om så sofistikerade egenskaper i ett jobb att de inte går att fånga in i en värdering. Eftersom användning av marknadslöner strider mot själva tanken med arbetsvärdering är det mycket viktigt att både arbetstagare och arbetsgivare kan verifiera att egenskaperna inte kan värderas i en arbetsvärdering och att de verkligen värderas som produktiva så att de inte enbart blir en ursäkt för att upprätthålla diskriminering.

Om verkliga marknadslöner inte tas med och de inte heller blir ersatta av relevanta faktorer är risken stor att resultaten blir skeva. Om å andra sidan marknadslönerna inte speglar en verklig jobbegenskap utan det istället handlar om diskriminering av arbetskraft då kommer marknadslönerna att ge felaktig information och bör inte förekomma i löneanalysen.

En annan aspekt som inte diskuterats närmare här men som också är central är konsekvenserna på sysselsättningen. Om en arbetsvärdering leder till ökade lönekostnader kan sysselsättningstillfällen hotas. Den amerikanska erfarenheten tydde dock på att den negativa effekten på sysselsättningen varit måttlig varför den inte har tillmätts någon större betydelse. Erfarenheter från Kanada understryker behovet av ”inskolning och infasning”, d.v.s. man bör inte hasta fram utan man bör lägga ner tid på att övertyga dem som kommer att beröras. Detta för att dels få fram ett slutresultat som omfattas av så

31 Se t.ex. SAF (1993) s. 15.

228 många som möjligt och dels för att mildra de eventuellt negativa konsekvenserna på t.ex. sysselsättningen.32

Kan då arbetsvärdering vara ett framgångsrikt sätt att minska löneskillnaderna mellan kvinno- och mansjobben i Sverige och bidra till att ”andelen kvinnor (män)” i ett jobb neutraliseras? Mitt svar är kanske. Arbetsvärdering kan aldrig ersätta den lönepolitik som bedrivits i Sverige och som gynnat kvinnors löneutveckling. Däremot bör den kunna försvara sin plats om man med arbetsvärdering vill komma åt den del av löneskillnaderna som beror på att kvinnor och män gör olika saker men för övrigt är lika produktiva.

Vad gäller den amerikanska erfarenheten kan inte heller den annat än möjligen indikera riktningen. Detta beror naturligtvis på skillnaderna mellan länderna. Löneskillnaderna är exempelvis i genomsnitt betydligt mindre i Sverige än i USA, vilket gör att löneeffekten av arbetsvärdering sannolikt skulle bli mindre i Sverige. För det andra är den fackliga organisationsgraden betydligt högre bland svenska kvinnor än bland amerikanska, vilket rimligen måste innebära att svenska kvinnors intressen borde vara bättre tillvaratagna än vad amerikanska kvinnors är. Slutligen har den lönepolitik som förts i Sverige under lång tid varit både samordnad centralt och inriktad mot jämlikhet och generell löneutjämning något som verksamt bidragit till mindre löneskillnader mellan kvinnor och män. Det är viktigt att detta inte glöms bort i den lönepolitiska debatt som förs idag. Samtidigt som intresset för ”arbetsvärdering” är stort och växande pågår också stora förändringar inom lönepolitikens övriga områden, förändringar som kan komma att hota de landvinningar kvinnor tidigare gjort. Det är därför viktigt, sett ur kvinnors perspektiv, att det finns en helhets-

syn på lönepolitiken och att den inte går förlorad. Det är åtskilliga,

internationellt verksamma ekonomer och andra, som understrukit vad den svenska lönepolitiken betytt för det relativt sett mindre lönegapet mellan svenska kvinnor och män jämfört med förhållandena i andra länder. Ett citat av Morley Gunderson, kanadensisk ekonom, får illustrera denna uppfattning:

Lönegapet tenderar att vara mindre i länder som har ett mer centraliserat förhandlingssystem och som betonar en egalitär lönepolitik i allmänhet (ex. Sverige, Norge och Australien). Det tenderar att vara störst i länder som betonar en traditionell, icke-egalitär roll för kvinnor på arbetsmarknaden (ex. Japan) eller länder som tillämpar en decentraliserad, marknadsorienterad lönebildningsmodell med förhandlingar på företagsnivå (ex. USA och Kanada). De två sista länderna har dessutom en högre grad av allmän löneojämlikhet vilket förklarar en stor del

32 Gunderson (1989).

av det större lönegapet mellan kvinnor och män där eftersom kvinnor oftare än män tenderar att befinna sig på den nedre delen av lönetrappan.33

För att avslutningsvis bli lite mer konkret vad gäller arbetsvärderingens möjligheter skall jag citera Elaine Sorensen, amerikansk forskare i arbetsvärdering och löneskillnader. Hon sammanfattar vad forskningen kommit fram till vad gäller hur arbetsvärdering bör vara utformad för att den på ett framgångsrikt sätt skall vara en metod att utjämna löneskillnader både mellan kvinnor och män och mellan kvinnojobb och mansjobb (Sorensen, 1994, s. 80).

1. Arbetsvärdering bör göras för alla befattningar i företaget och systemet bör vara ett faktorpoängsystem.

2. Poängsystemet bör vara detaljerat. Speciella ansträngningar måste göras för att säkerställa att faktorer som är relevanta för kvinnojobben kommer med. Objektiva kriterier bör användas för att värdera kraven i jobben och därför bör t.ex. kunskap (skill) mätas med år i formell utbildning, vilket också gäller den erfarenhet man har i jobbet (on the job training).

3. Jobbens innehåll bör baseras på uppgifter från ett stort antal anställda som svarat på frågor med fasta eller icke-fasta svarsalternativ. Använder man icke-fasta svarsalternativ måste svaren värderas. Detta bör göras av en grupp bestående av minst fem personer med olika bakgrund och individkaraktäristika. Var och en gör en självständig värdering, varefter en genomsnittspoäng beräknas för respektive befattning. Värderarna bör i idealfallet inte känna till de faktiska lönerna.

4. Vikter bör bestämmas genom att använda en ansats som bygger på multipel regressionsanalys där lönen i befattningen skattas som en funktion av poäng och könsfördelning i befattningen.

5. En politik där olika jobb skall jämföras bör syfta till att eliminera den negativa löneeffekten som associeras med sysselsättning i jobb som kvinnor dominerar. Med andra ord, en sådan politik bör betala kvinnojobb lika med mansjobb om de bedömts vara jämförbara och av lika värde i enlighet med den värdering som gjorts.

33 Gunderson (1994) s. 13 (fritt översatt).

Litteraturförteckning

Andersson, E.R. (1997), Fem mål för värdiga löner. Om fem lönediskrimineringsmål

i Arbetsdomstolen. Arbetslivsinstitutet, Solna.

Bergmann, B.R. (1974), ”Occupational Segregation, Wages and Profits when

Employers Discriminate by Sex or Race”, Eastern Economic Journal, 1 (2/3), April/July, 103-10.

Edgeworth, F.Y. (1922), ”Equal Pay to Men and Women for Equal Work”, Economic

Journal, Vol 32.

Ehrenberg, R.G. & Smith, R.S (1987), ”Comparable-Worth Wage Adjustments and

Female Employment in the State and Local Sector”, Journal of Labor Econo-

mics, Vol 5, No 1.

Ehrenberg, R.G. & Smith, R.S. (1991), Modern Labor Economics. Harper Collins

Publishers, 4 uppl., New York.

Ericson, T. (1991), Systematisk arbetsvärdering. Ett lönesättningsinstrument i

närbild. Umeå Studies in Sociology No 100.

Filer, R.F. (1989), ”Occupational Segregation, Compensating Differentials and

Comparable Worth”. I Michael, R.T., Hartmann, H. & O'Farell B. (red.) Pay

Equity: Empirical Inquiries. National Academy Press, Washington DC.

Gunderson, M. (1989),”Implementation of Comparable Worth in Canada” Journal of

Social Issues, Vol 45, Winter, s. 209–222.

Gunderson, M. (1994), Comparable Worth and Gender Discrimination: An

International Perspective. ILO, Geneva.

Harriman, A. (1992) ”LO, arbetsvärdering och jämställdhet” i Lön efter fortjeneste –

et spörgsmål om vurdering? Nordiska Likalöneprojektet vid Nordiska Minister-

rådet, Köpenhamn, Nord 1992:10.

Jansson, K., Johansson, K., Olofsson, I., & Ringlöw R-M. (1993) Arbetsvärdering en

metod att utjämna löneskillnader mellan kvinnor och män? Rapport från ett

gemensamt ALVA-projekt vid Universitetet i Linköping, Högskolan i Luleå och Umeå Universitet.

Johnson, G. och Solon, G. (1986), ”Estimates of the Direct Effects of Comparable

Worth Policy”. American Economic Review, Vol 76, No 5.

Jonung, C. & Person, I. (1990), ”Hushållsproduktion, marknadsproduktion och

jämställdhet” i Kvinnors roll i ekonomin, Bilaga 23 till LU90.

Killingworth, M. (1990), The Economics of Comparable Worth. WE Upjohn,

Kalamazoo, Michigan.

Lommerud, K.E. (1997), ”Lönebildning, löneskillnader och kvinnolöner” i

Å. Löfström (red.) Lönepolitik och kvinnors löner. Forskningsrådsnämnden, Stockholm.

Löfström, Å. (1993), Ju fler kvinnor desto lägre lön? En test av crowdinghypotesen.

Umeå Economic Studies 1993:323.

Löfström, Å. (1996a), Arbetsvärdering i akademin. Hur lönestrukturen kan påverkas

i ett företag som arbetsvärderat. Umeå Economic Studies 1996:401.

Löfström, Å. (1996b), Can Job Evaluation Improve Women’s Wages? Umeå

Economic Studies 1996:416.

Löfström, Å. (1997), Women and Wages. The Effects of Crowding. (Under publ. i

Umeå Economic Studies.)

Orazem, P.F. & Mattila, J.P., (1989),”Comparable Worth and the Structure of

Earnings: The Iowa case”. I Michael, R.T., Hartmann, H. & O'Farell, B. (red.)

Pay Equity: Empirical Inquiries. National Academy Press, Washington DC.

Orazem, P.F. & Mattila, J.P., (1990), ”The Implementation Process of Comparable

Worth: Winners and Losers”, Journal of Political Economy, Feb., sid 134-152.

Sorensen, E. (1990),”The Crowding Hypothesis and Comparable Worth.” Journal of

Human Resources, Vol 25, No 1.

Sorensen, E. (1994), Comparable Worth. Is It a Worthy Policy? Princeton University

Press, Princeton, New Jersey.

Familjeförhållanden och löneutveckling 9

KATARINA R

ICHARDSON

9.1 Inledning

Gifta män tjänar mer än ogifta män. Även om man jämför män som är lika gamla, har lika lång utbildning och arbetslivserfarenhet så finns en del av denna löneskillnad, även kallad äktenskapspremie, kvar. I Sverige uppgick äktenskapspremien till drygt sex procent år 1991 vilket motsvarar vad 2 års ytterligare utbildning gav i löneökning (Richardson, 1997). I USA är äktenskapspremien ännu större. Amerikanska gifta män har mellan 10 och 40 procent högre lön än ogifta män, storleken beror bland annat på vilka jämförelser som görs (Korenman och Neumark, 1991). Även i flertalet västeuropeiska länder har en äktenskapspremie konstaterats (Schoeni, 1995). Studier kring kvinnors äktenskapspremie ger inte en lika entydig bild. I vissa studier konstateras att kvinnor har en äktenskapspremie (Korenmann och Neumark, 1992a), medan det i andra studier konstateras att de inte har någon (Hill, 1979; Dolton och Makepeace, 1987; Korenman och Neumark, 1992b). Någon svensk studie om kvinnors äktenskapspremie finns inte gjord.

Den manliga äktenskapspremien är ett mycket robust empiriskt resultat. Nästan oavsett vilken statistisk metod och vilket datamaterial man använder erhålls resultatet att gifta män tjänar mer än ogifta män. Trots detta råder ingen enighet kring vad som kan förklara detta fenomen. Traditionella löneteorier förutspår inte heller äktenskapspremien. Fyra typer av förklaringar till äktenskapspremien har framförts inom den nationalekonomiska forskningen. Detta kapitel syftar till att översiktligt beskriva dessa hypoteser samt redovisa det empiriska stöd som respektive hypotes får. Speciell tonvikt läggs vid svenska resultat. Två av hypoteserna, som också är de mest diskuterade, bygger på att gifta män är mer produktiva än ogifta män. Enligt den ena av dessa hypoteser gifter sig män med hög produktivitet oftare än andra män. Enligt den andra hypotesen blir män mer

produktiva genom att gifta sig. Orsaken är att makar delar upp arbetsuppgifter mellan sig på ett sådant sätt att män blir mer produktiva i förvärvsarbete. Enligt den tredje hypotesen bryr sig arbetsgivaren om hur stor försörjningsbörda en person har. Gifta män har vanligtvis en större försörjningsbörda och arbetsgivaren ger därför gifta män högre lön än vad de ger ogifta män. Den fjärde hypotesen bygger på att gifta och ogifta män har olika preferenser för familjeliv och att det är män som tycker om familjeliv som gifter sig. Eftersom barn är kostsamma godtar gifta män arbeten med sämre arbetsmiljö och erhåller i gengäld en högre lön.

Kunskaper om äktenskapspremiens orsaker kan öka vår förståelse om tre viktiga frågor. Den första frågan är hur löner bestäms. Den andra frågan är vilka konsekvenser har arbetsdelning inom familjen och vilka incitament finns till arbetsdelning. För det tredje kan studier kring äktenskapspremien öka förståelsen för löneskillnaden mellan män och kvinnor: männens äktenskapspremie utgör nästan en tredjedel av löneskillnaden mellan män och kvinnor i USA (Neumark, 1988).

9.2 Hur stor är äktenskapspremien för män i Sverige?

De svenska resultat som redovisas i detta kapitel är hämtade från min forskning kring svenska mäns äktenskapspremie (Richardson, 1997). Jag har utnyttjat data från Levnadsnivåundersökningarna, LNU (Eriksson och Åberg, 1987). I LNU finns bland annat detaljerad information om löner, utbildning, arbetslivserfarenhet, arbetsmiljö, hushållsarbete och civilstånd för ett representativt urval av Sveriges befolkning i åldern 15–75 år för åren 1968, 1974, 1981 och 1991. För gifta och sambor har även vissa uppgifter om maken/makan samlats in. Jag har valt att studera män i åldern 18–65 år som har ett arbete. I tabell 9.1 anges medelvärden på de variabler som jag använt. Av utrymmesskäl utgör i denna tabell män som är sambor och gifta en grupp. Ensamstående män är män som vid intervjutillfället varken är gifta eller sambor men däremot kan de vara änklingar eller skilda.

Av tabellen framgår att gifta och sambor hade i genomsnitt 35 procent högre timlön än ensamstående män 1968. Denna löneskillnad faller till 22 procent 1974 och ligger sedan mer eller mindre kvar på den nivån fram till 1991.

Tabell 9.1 Medelvärden för gifta och sambor(g/s) respektive ensamstående (e) män i åldern 18 till 65 år. Endast män som är a nställda ingår i urvalen. Standardfel anges i parentes.

1968

1974

1981

1991

g/s e g/s e g/s e g/s e

timlön

13,42 (6,20)

9,97

(4,55)

21,63 (7,63)

17,73 (5,38)

43,30

(15,23)

36,23

(10,62)

94,18

(34,34)

77,58

(23,48)

ln(timlön)

7,13

(0,37)

6,81

(0,45)

7,63

(0,30)

7,43

(0,33)

8,33

(0,29)

8,16

(0,28)

9,10

(0,31)

8,92

(0,28)

Ålder

42,6 31,1 41,5 33,0 41,7 33,0 42,9 33,0

Utbildning (år)

8,7 9,0 9,8 10,2 10,7 10,8 11,7 11,7

Arbetslivserf. (år)

25,8 13,9 23,8 15,1 23,1 14,4 23,4 13,3

Fysiskt krävande jobb (%) 39,8 46,2 37,9 42,3 38,1 46,6 41,0 52,4 Mentalt krävande jobb (%) 39,3 21,4 43,3 30,0 46,1 36,7 47,9 41,0 Stressigt jobb (%) 72,1 58,7 68,1 56,3 61,5 51,6 65,9 62,0 Monotont jobb (%) 17,6 21,6 15,0 26,0 14,2 23,6 16,4 23,7 Tunga lyft (%) 44,7 48,5 36,3 39,2 27,8 28,9 24,2 23,5 Antal barn under 20 år boende hemma

1,18 0,06 1,14 0,05 1,16 0,08 1,10 0,04

Hemmafru (%)

40,8

32,6

21,9

5,1

Sambo (% av gifta och sambor)

3,6

14,6

20,6

23,3

% gifta och sambor i urvalet

73

75

72

69

Antal observationer 1 276 487 1 277 423 1 222 479 1 075 490

Källa: Egna beräkningar från Levnadsnivåundersökningarna.

Variabeln hemmafru anger huruvida mannens maka/sambo arbetar heltid i hemmet. 1968 visar denna variabel huruvida hustrun/sambon arbetade i hemmet 1967. Av tabellen framgår att andelen gifta och sambor med en hemmafru minskar betydligt under perioden, från 40 procent 1968 till 5 procent 1991. Det är mycket få sambor som har en ”hemmafru”. Vidare, andelen män som lever i ett förhållande är mer eller mindre konstant under perioden. I gruppen gifta och sambor ökar andelen män som är sambor, från knappt 4 procent 1968 till 23 procent 1991 och följaktligen minskar andelen män som är gifta.

Dummyvariablerna fysiskt krävande, mentalt krävande, stressigt och monotont arbete antar värdet ett om intervjupersonen anger att han har ett sådant arbete och är noll annars. Variabeln tunga lyft anger om personen måste lyfta minst 60 kg en gång i veckan.

Av tabell 9.1 framgår att gifta och sambor skiljer sig åt i fler avseenden än vad gäller timlön, exempelvis är gifta män och sambor äldre, de har längre arbetslivserfarenhet och har fler barn än ensamstående män. För att ta hänsyn till sådana skillnader har jag i tabell 9.2 skattat äktenskaps- och sambopremien med hjälp av regressionsanalys. Det innebär att jag, för vart och ett av åren,

undersöker hur stor äktenskaps- och sambopremien är för män som är lika gamla, har lika lång utbildning och arbetslivserfarenhet, har lika många barn och som arbetar i samma typ av arbetsmiljö. Antal barn avser här antalet hemmavarande barn under 20 år. Eftersom barn och civilstånd är korrelerade, det vill säga om en man är gift eller sambo så är sannolikheten väsentligt större att han har barn, så skulle det kunna vara så att äktenskapspremien egentligen avspeglar ett samband mellan lön och antal barn. Genom att jämföra män med lika många barn tas en sådan effekt på äktenskaps- och sambopremien bort. I min studie finner jag ingen effekt av antal barn på mäns löner (Richardson, 1997).

Tabell 9.2 Skattningar av äktenskaps- och sambopremien med tvärsnitt sdata. Jämförelsegruppen är ensamstående män.

1968 1974 1981 1991

gift 0,156

(0,021)

0,089

(0,020)

0,069

(0,019)

0,064

(0,020)

sambo 0,111

(0,049)

0,092

(0,024)

0,067

(0,020)

0,038

(0,020)

R2-korr. 0,448 0,320 0,310 0,347 Anm. Kontrollvariabler är: ålder, ålder i kvadrat, utbildning (antal år) och arbetslivserfarenhet (antal år), arbetslivserfarenhet i kvadrat, dummyvariabler för arbetsmiljön och antal barn. Standardfel anges inom parentes.

Resultaten i tabell 9.2 visar att när vi jämför män med liknande bakgrund är löneskillnaderna på grund av civilstånd inte lika stora som i tabell 9.1. 1968 tjänade en gift man 17 procent mer och en sambo tjänade 12 procent mer än motsvarande ensamstående man.11991 har äktenskapspremien fallit till 6 procent. Sambopremien uppgår 1991 till 4 procent men är inte signifikant skild från noll. Äktenskapspremien har alltså sjunkit från 1968 fram till 1991 med nära 60 procent. Även sambopremien har sjunkit mycket under perioden.

Ur ett internationellt perspektiv är den svenska äktenskapspremien låg. Korenman och Neumark (1991) finner att äktenskapspremien under senare delen av 1970-talet var 11 procent i USA. Blackburn och Korenman (1994) och Gray (1997) finner att även den amerikanska äktenskapspremien har minskat de senaste decennierna. I Tyskland tjänar en gift man 28 procent mer än en man som aldrig varit gift (Schoeni, 1995). I samma studie konstateras att den norska äktenskapspremien uppgår till 17 procent. Däremot är den finländska

1 Löneskillnaden i procent mellan gifta och ogifta män erhålls genom att beräkna e0.156, där e betecknar den naturliga exponentialfunktionen.

236 äktenskapspremien i nivå med den svenska (Sundqvist, 1994). Dessa resultat är dock inte helt jämförbara eftersom studierna skiljer sig åt, bland annat med avseende på vilka variabler man använder.

Det finns få internationella studier om sambopremien, men Daniel (1991) visar att amerikanska män som är sambor har ungefär hälften så stor premie som de som är gifta i slutet av 1980-talet. Den svenska sambopremien är högre och utgör knappt två tredjedelar av äktenskapspremien 1991. År 1974 och år 1981 var premierna till och med lika stora. Den höga sambopremien kan möjligen återspegla att denna samlevnadsform är vanlig och etablerad. År 1990 var i Sverige 40 procent av föräldrarna till alla nyfödda barn sambor enligt SCB (1994). Om äktenskap och samboförhållanden uppfattas som likvärdiga ur parets synvinkel kan det förklara varför sambopremien är nästan lika stor som äktenskapspremien.2

Trots att vi i tabell 9.2 jämför män som till synes är lika kvarstår alltså en beaktansvärd äktenskapspremie. Vad kan förklara denna?

9.3 Är högproduktiva män mer attraktiva makar?

Denna hypotes utgår från att män är olika produktiva och att det är män med hög produktivitet som gifter sig eller blir sambor, (Becker, 1991). Vissa män kan ha egenskaper som både arbetsgivare och kvinnor värderar högt. Dessa män kommer därför att dels gifta sig i större utsträckning, dels ha större chans till hög lön än de män som saknar dessa egenskaper. Om egenskaperna är svåra att observera för en forskare kommer de att dyka upp som en äktenskapspremie vid beräkningarna, även om det inte är äktenskapet i sig som gjort de gifta männen mer produktiva.3 , 4 De skulle ju enligt denna hypotes vara lika produktiva även utan giftermål.

2 Samboförhållandet och äktenskapet är inte lika i legal mening. Gifta personer sambeskattas på inkomster av kapital, de ärver varandra och har gemensam vårdnad om barnen. Sambor sambeskattas inte och de ärver inte heller varandra. Modern får automatiskt ensam vårdnad om parets barn. Även skilsmässolagstiftningen skiljer sig åt mellan dessa samlevnadsformer.3 Möjligtvis kan stabilitet och flit vara exempel på sådana egenskaper. Ett annat exempel ges i en studie av Hamermech och Biddle (1994) som visar att personer som av intervjuaren bedöms ha ett tilltalande utseende har högre lön än andra personer. Om personer med tilltalande utseende också har lättare att finna någon att gifta sig med kommer en äktenskapspremie att uppstå.4 Det kan också vara så att män med hög lön har högre chanser att bli och förbli gifta. I detta fall är det den höga lönen som direkt påverkar ökar chanserna till äktenskap och inte en tredje ej uppmätt egenskap. Denna direkta relation mellan lön och äktenskap har diskuteras av Becker, Landes och Michael (1977). De finner ett visst empiriskt stöd för denna hypotes.

LNU är en så kallad paneldatabas. Det betyder att vissa personer har intervjuats vid fler än ett tillfälle och det är därför möjligt att se hur lön, civilstånd och andra egenskaper ändrats mellan två intervjutillfällen. Genom att studera hur lönen utvecklats för en person mellan två intervjutidpunkter kan man eliminera effekten av ej uppmätt produktivitet på äktenskapspremien. Ett viktigt antagande är dock att dessa dolda egenskaper inte ändras över tiden. I princip undersöks om lönen ändras extra mycket för de personer som gifter sig mellan två intervjutillfällen.5 Om män som gifter sig får en högre löneökning än andra män är det mer rimligt att tro att äktenskapspremien återspeglar en effekt av äktenskapet.

I tabell 9.3 redovisas resultaten från denna analys. Eftersom jag intresserar mig för vad som förklarar förändringen i lön utnyttjar jag två års observationer i taget. I till exempel urvalet 68–74 finns de män som var mellan 18 och 55 år 1968 och som var anställda både 1968 och 1974. De två andra urvalen är konstruerade på samma sätt. Tabellen läses på följande sätt. Första raden i urval 68–74, anger skattningarna på äktenskapspremien 1968 respektive 1974. Andra raden i urval 68–74 anger skattningarna på sambopremien.

Av tabell 9.3 framgår att gifta män tjänade drygt 12 procent mer och sambor drygt 10 procent (se fotnot 1 för procentberäkning) mer än ensamstående män år 1968. Dessa resultat är signifikanta (statistiskt säkerställda). Trots att effekter av ej uppmätta egenskaper eliminerats visar resultaten att gifta män och sambor tjänar mer än ogifta män. Det betyder att äktenskapspremien inte till fullo kan förklaras av att högproduktiva män gifter sig i större utsträckning än andra män. Istället pekar resultaten mot att män blir mer produktiva genom att gifta sig eller bli sambo.

I urvalet 74–81 är endast äktenskapspremien 1974 signifikant och positiv. I detta urval tycks sambopremien vara negativ 1981, men koefficienten är inte signifikant skild från noll. Slutligen, i urvalet

81–91 förklarar ej uppmätta egenskaper hela äktenskapspremien och

sambopremien, ingen av koefficienterna är signifikant skild från noll. Någon effekt av äktenskap på mäns löner går inte att spåra dessa år.

Återigen kan vi konstatera att äktenskapspremien och sambopremien faller över undersökningsperioden. Äktenskapspremien minskar från drygt 12 procent 1968 till drygt 2 procent 1981 och 1991 då den inte heller är signifikant skild från noll. Likaså har sambopremien minskat sedan 1968.

5 I analysen tillåter jag att koefficienterna för civilståndsvariablerna ändras över tiden. Se Richardson (1997) för mer detaljerad beskrivning av den metod som utnyttjas för de resultat som beskrivs här.

Tabell 9.3 Skattningar av äktenskaps- och sambopremien med hjälp av longitudinella data. Beroende variabel i urvalet 68–74 är (logaritmerad timlön 74)–(logaritmerad timlön 68). Den beroende variabeln är konstruerad på motsvarande sätt för de resterande två urvalen.

1968 1974 1981 1991

Urval 68–74, n =1 128

gift

0,123

(0,027)

0,018

(0,030)

sambo

0,104

(0,055)

0,122

(0,036)

R2-korr.

0,126

Urval 74–81, n = 1 136

gift

0,102

(0,027)

0,025

(0,027)

sambo

0,045

(0,028)

–0,048

(0,030)

R2-korr.

0,063

Urval 81–91, n = 972

gift

0,023

(0,027)

0,025

(0,027)

sambo

0,007

(0,027)

–0,010 (0,031)

R2-korr.

0,045

Anm. Kontrollvariabler är förändring i: utbildning (antal år), arbetslivserfarenhet (antal år), arbetslivserfarenhet i kvadrat, arbetsmiljö respektive antal barn. Standardfel anges inom parentes.

I amerikanska studier finner man att äktenskapspremien kvarstår när effekten av ej uppmätta egenskaper rensas bort. Exempelvis finner Korenman och Neumark (1991) och även Daniel (1991) att den amerikanska äktenskapspremien reduceras med drygt hälften när hänsyn tas till ej uppmätta egenskaper.

Slutsatsen av analysen i detta avsnitt är att det är män med hög, för forskaren dold, produktivitet som gifter sig eller blir sambor. I synnerhet är denna förklaring viktig i slutet av den undersökta tjugoårs perioden. Däremot tycks både äktenskap och samboförhållande ha effekt på mäns löner i början av perioden eftersom positiva och signifikanta premier då kvarstår. Detta resultat leder oss till nästa fråga: Gjorde äktenskapet män mer produktiva dessa år?

9.4 Gör äktenskapet män mer produktiva?

På vilket sätt kan män bli mer produktiva på grund av att de gifter sig? Becker (1991) föreslår att det kan vara lönsamt om en av makarna koncentrerar sig på förvärvsarbete och investerar i human-

kapital (kunskap) som ökar produktiviteten i förvärvsarbete medan den andra specialiserar sig på hushållsarbete och investerar i humankapital som ökar produktiviteten i hushållsarbete. Av orsaker som ej förklaras av teorin är det vanligtvis mannen som specialiserar sig på förvärvsarbete och kvinnan som specialiserar sig på hushållsarbete.6 Den första implikationen av Beckers hypotes är att eftersom ensamstående personer inte kan specialisera sig kan vi förvänta oss att gifta män tjänar mer än ensamstående män. Redan i förra avsnittet konstaterades att det tycks finnas en effekt av äktenskap och samboförhållanden, åtminstone i början av den undersökta perioden. Detta resultat är i linje med Beckers hypotes.

Å andra sidan behöver ju inte denna effekt nödvändigtvis reflektera specialisering. Det kan ju vara så att makar uppmuntrar varandra på ett sådant sätt att män blir mer produktiva i förvärvsarbete. Det vore därför önskvärt att försöka mäta graden av specialisering mer direkt. Är det så att ju mer makarna specialiserar sig på olika arbetsuppgifter, desto mer produktiv blir mannen i förvärvsarbete?

För att explicit undersöka om specialisering mellan makar har betydelse för mannens lön har jag i tabell 9.4 skattat en ekvation där jag inkluderat en dummyvariabel för de män som har en hemmafru.7,8Dessa skattningar baseras sig på samma urval som rapporteras i tabell 9.3. Liksom i skattningarna i tabell 9.3 har jag här eliminerat

6 Becker argumenterar för att kvinnor kan ha (komparativa) fördelar i hushållsarbete på grund av biologiska skillnader mellan män och kvinnor. Det betyder inte att män är mer produktiva än kvinnor i förvärvsarbete. Om män och kvinnor är lika produktiva i förvärvsarbete men kvinnor är mer produktiva i hushållsarbete kan det vara lönsamt för makarna att dela på arbetsuppgifterna på ett traditionellt vis. Kvinnor gör stora investeringar i barnen och är därför enligt Becker mer benägna att ta hand om dem. Becker menar också att det finns en komplementaritet mellan att vänta barn och barnpassning.7 På grund av tilltagande avkastning på investeringar i human kapital menar Becker att högst en person i hushållet ska dela sin tid mellan förvärvs- och hushållsarbete. Om Becker tolkas strikt implicerar hans resultat att man inte ska observera att båda makarna både förvärvs- och hushållsarbetar. Denna strikta tolkning får inte stöd av data. Till exempel, 1981 gjorde 38 procent av de heltidsarbetande männen, med en deltidsarbetande fru 3,6 timmar hushållsarbete. I en lösare tolkning av Beckers hypotes där både mannen och kvinnan ägnar tid till förvärvs- och hushållsarbete kan man använda fruns arbetstid som en mått på graden av specialisering mellan makar. Ju mer tid kvinnan ägnar åt hushållsarbete, desto mer specialiserade är makarna.8 Beckers hypotes är att makarna gemensamt och samtidigt beslutar om hur de skall fördela sin tid mellan förvärvs- och hushållsarbete samt hur mycket tid de ska lägga på investeringar i humankapital. Det betyder att inte bara mannens lön utan även fruns arbetstid är endogena variabler. Ovanstående skattningar riskerar därför att inte vara väntevärdesriktiga. Problemet kan möjligen lösas genom att man skattar ett simultant ekvationssystem med ekvationer både för familjens löner och hushållsproduktion. En sådan analys försvåras av stora identifikationsproblem.

240 effekterna av ej uppmätt produktivitet. Första raden i urval 68–74 anger skattningarna på äktenskapspremien för 1968 respektive 1974. Andra raden anger skattningarna på hemmafruvariabeln dessa år.

Tabell 9.4 Skattningar av äktenskapspremien med hjälp av longitudinella data. Beroende variabel i urvalet 68–74 är (logaritmerad timlön 74)–(logaritmerad timlön 68). Den beroende variabeln är konstruerad på motsvarande sätt i de resterande två urvalen.

1968 1974 1981 1991

Urval 68–74, n =1 128

gift

0,108

(0,029)

0,013 (0,031)

maka hemarb.

0,038

(0,023)

0,012 (0,023)

R2-korr.

0,125

Urval 74–81, n = 1 136

gift

0,092 (0,028)

0,016

(0,028)

maka hemarb.

0,030 (0,021)

0,046

(0,023)

R2-korr.

0,063

Urval 81–91, n = 972

gift

0,034

(0,028)

0,028

(0,027)

maka hemarb.

-0,053 (0,028)

–0,070 (0,048)

R2-korr.

0,046

Anm. Se tabell 9.3 för kontrollvariabler. I denna analys inkluderas även en dummyvariabel för sambo samt en dummyvariabel för de sambor vars ”maka” arbetar i hemmet på heltid. Standardfel anges inom parentes.

Gifta män med en hemmafru tjänade 1968 nära fyra procent mer än andra gifta män. Även 1974 och 1981 tjänar gifta män med en hemmafru mer än andra gifta män, men sambandet är bara signifikant 1981. I slutet av den undersökta perioden tycks däremot inte gifta män med hemmafru tjäna mer än andra gifta män. Av utrymmesskäl presenterar jag endast resultaten för gifta män. Män vars sambo arbetar i hemmet tycks tjäna mindre än andra sambor, men detta samband är inte signifikant skilt från noll. Denna grupp är dessutom mycket liten i mitt urval.

Andra studier, främst baserade på amerikanska data, ger inget entydigt stöd för Beckers hypotes om specialisering mellan makar. Å ena sidan finner Daniel (1991) att ju fler timmar makan förvärvsarbetar, desto lägre lön får maken. Å andra sidan finner Loh (1995) att mäns äktenskapspremie inte påverkas av huruvida makan arbetar i hushållet eller deltar i arbetskraften. Hersch (1991b) finner att mäns

hushållsarbetstid påverkar mäns löner positivt medan kvinnors löner påverkas negativt av hushållsarbete. Hersch argumenterar för att kvinnor tar mer ansvar för hushållsarbete och att kvinnor gör mer hushållsarbete på vardagar än män. Ansvar för hushållsarbetsuppgifter kan dels kräva en mental beredskap och planering av hushållsarbetsuppgifterna. Dels kan det innebära att man tar ledigt från förvärvsarbete för att exempelvis ta hand om sjuka barn eller för andra uppgifter. Denna typ av specialisering fångas inte upp av analysen i tabell 9.4. Resultaten kan ändå tolkas i linje med Hersch argumentation. Män med en hemmafru tar kanske mindre ansvar för hushållsarbetet än andra gifta män och kan därmed koncentrera sig på förvärvsarbetet, vilket resulterar i högre timlön.

Den andra implikationen av Beckers hypotes är att äktenskapspremien ökar med tiden som gift eftersom investeringar i humankapital tar tid.9 I tabell 9.5 rapporteras skattningar där jag inkluderat variablerna tid gift och tid gift i kvadrat för gifta män. I skattningarna har jag eliminerat effekterna av ej uppmätta egenskaper, och tabellen är därför uppbyggd på samma sätt som tabell 9.3 och 9.4. För gifta män kan jag via registerdata spåra när de gifte sig (bytte civilstånd).10 Eftersom sambor lever i ett informellt förhållande kan jag inte spåra i några register hur länge de varit sambor.

Resultaten i tabell 9.5 visar att det inte finns något samband mellan lön och tid som gift. Ingen koefficient är signifikant skild från noll. Inte heller kan jag förkasta nollhypotesen att koefficienterna till dessa variabler samtidigt är noll (s.k. F-test). Den signifikanta dummyvariabeln för gift kvarstår när jag inkluderar variablerna tid

gift och tid gift i kvadrat. För år 1968 sjunker den till 6 procent och

för 1981 ökar den till drygt 7 procent men förblir ej signifikant skild från noll. De övriga årens koefficienter för gifta män påverkas endast litet i den ena eller andra riktningen. Slutsatsen är att den effekt av äktenskapet som kan spåras i datamaterialet tycks uppstå relativt direkt efter giftermålet och inte öka med tiden som gift.

9 Hushållsarbete kan också tänkas ha en mer direkt effekt på lönen, dvs en effekt som inte går via investeringar i humankapital. Makarna kan specialisera sig genom att välja arbeten som kräver olika grad av engagemang och ansträngning. Till exempel kan kvinnor tänkas förvärvsarbete i yrken som inte kräver en stor ansträngning om de dessutom skall arbete i hemmet. Om männen slipper hushållsarbetet kan de med full kraft gå in för arbetet och på så sätt få en högre lön.10 1968 tillfrågades intervjupersonen när de gifte sig för första gången. Jag använder denna information som ett mått på hur länge äktenskap varat. Detta förfaringssätt innebär antagligen att jag överskattar längden på vissa individers äktenskap.

Tabell 9.5 Skattningar av äktenskapspremien med hjälp av longitudinella data. Beroende variabel i urvalet 68–74 är (logaritmerad timlön 74)– (logaritmerad timlön 68). Den beroende variabeln är ko nstruerad på motsvarande sätt i de resterande två urvalen.

1968 1974 1981 1991

Urval 68–74, n = 1 128

gift

0,063

(0,035)

0,063

(0,051)

tid gift/100

0,538

(0,725)

–1,157 (0,822)

(tid gift)2/1000

0,009

(0,283)

0,436

(0,245)

F-test (se not a)

2,105 1,905

R2-korr.

0,131

Urval 74–81, n = 1 135

gift

0,096

(0,038)

0,073

(0,044)

tid gift /100

–0,208 (0,643)

–0,717 (0,720)

(tid gift)2/1000

–0,073 (0,273)

0,110

(0,233)

F-test (se not a)

1,571 0,667

R2-korr.

0,065

Urval 81–91, n = 972

gift

0,037

(0,039)

0,024

(0,042)

tid gift /100

–0,402 (0,614)

0,175

(0,607)

(tid gift)2/1000

0,160

(0,267)

0,070

(0,182)

F-test (se not a)

0,214 0,108

R2-korr.

0,045

Anm. Se tabell 9.3 för kontrollvariabler. I denna analys inkluderas även en dummyvariabel för sambo. Standardfel anges inom parentes.

a) Två nollhypoteser testas i urval 68–74. Den första är: koefficienterna för variablerna tid gift 1968 och (tid gift 1968

)2 är lika med noll, givet att dessa variabler inkluderas för år 1974. Den andra nollhypotesen

som testas är om koefficienterna för variablerna tid gift 1974 och (tid gift 1974

) 2 är lika med noll, givet att

dessa variabler inkluderas för år 1968. Nollhypoteserna i de resterande två urvalen är konstruerade på motsvarande sätt.

Dessa resultat skiljer sig från de resultat som erhållits från undersökningar baserade på amerikanska data. Korenman och Neumark (1991) finner att äktenskapspremien för amerikanska män stiger gradvis med äktenskapets längd. Lönen ökar med ungefär 2 procent per år under de första åren efter giftermålet. De använder samma specifikation som analysen i detta avsnitt: en dummyvariabel för civilstånd, tid gift

samt tid gift i kvadrat. De finner, i motsats till mig, ingen omedelbar effekt på lönen efter giftermålet.

Beckers hypotes kan också hjälpa oss förstå varför äktenskapspremien har minskat under de senaste 20 åren. I Sverige har flera politiska reformer genomförts för att förmå makar att dela mer lika på förvärvsarbete. 1971 ersattes sambeskattningen av makarnas arbetsinkomster av individuell beskattning som tillsammans med en progressiv skatteskala gör det lönsamt för makarna att dela mer lika på förvärvsarbete. En annan viktig reform är utbyggnaden av offentlig och subventionerad barnomsorg, som började i liten skala på 1960talet och som gradvis expanderat sedan dess. En indikation på att dessa reformer har uppmuntrat makar att dela mer lika på förvärvsarbete är den stora ökningen av kvinnors arbetskraftsdeltagande, som fortfarande är högst bland OECD-länderna. En annan indikation är att sedan 1974 har gifta män mer än fördubblat, medan gifta kvinnor har halverat den tid de lägger ned på hushållsarbetsuppgifter (Nermo, 1994). Trots denna utveckling delar makar fortfarande inte lika på förvärvs- och hushållsarbete.

När en man ägnar mer tid åt hushållsarbetsuppgifter borde vi enligt Becker förvänta oss att han investerar mindre i humankapital som ökar produktiviteten i förvärvsarbete. En jämnare fördelning av förvärvs- och hushållsarbetsuppgifter mellan makar borde därför resultera i en minskad äktenskapspremie. I tabell 9.3 konstaterades att det bara är i början av den undersökta perioden som det tycks finnas en effekt av äktenskap. Det är också endast i början av perioden som gifta män med en hemmafru tjänar mer än andra gifta män, se tabell 9.4. Den minskade äktenskapspremien kan tolkas som ett stöd för Beckers hypotes om specialisering och som en indikation på att de politiska reformerna har haft avsedd effekt.11

Denna minskning av äktenskapspremien sedan 1968 kan å andra sidan bero på att ersättningen för specialisering minskat sedan 1960talet. Under 1960- och 1970-talet minskade nästan alla löneskillnader, oavsett hur man mäter dem. Exempelvis minskade avkastningen på utbildning och även löneskillnaderna mellan olika åldersgrupper minskade.12 Äktenskapspremien skulle alltså även ha kunnat minska

11 En annan förklaring till en minskad äktenskapspremie är att selektionen in i äktenskap har ändrats över tiden. Andelen män som ingår i ett parförhållande är dock relativt konstant mellan 1968 och 1991, vilket möjligen pekar mot att selektionsmönstret inte ändrats, se tabell 9.1. Vidare, finner Blackburn och Korenman (1994) att den minskade äktenskapspremien i USA inte kan förklaras av att selektionen in i äktenskapet ändrats.12 Orsakerna till denna minskade lönespridning diskuteras av Edin och Holmlund (1995).

244 på grund av att ersättningen för specialisering minskat och inte på grund av att gifta män specialiserar sig i mindre utsträckning 1991 än 1968. För att undersöka detta närmare utnyttjar jag i Richardson (1997) en statistisk metod som gör det möjligt att undersöka om äktenskapspremien minskat till följd av att gifta och ensamstående män blivit mer lika i genomsnittlig nivå på egenskaper eller om det beror på en trend av minskad ersättning för olika egenskaper. Min slutsats är att den minskade äktenskapspremien endast marginellt kan förklaras av minskad ersättning för specialisering. Snarare tycks förklaringen vara att gifta män inte specialiserat sig i samma utsträckning 1991 som 1968 på förvärvsarbete. Blackburn och Sanders (1994) liksom Grey (1997) konstaterar att den amerikanska äktenskapspremien minskat de senaste decennierna. Även de drar slutsatsen att skillnaden i egenskaper mellan gifta och ogifta minskat över tiden.

Sammanfattningsvis, gifta män med en hemmafru tjänar mer än andra gifta män, men bara i början av undersökningsperioden. Detta resultat indikerar att mäns äktenskapspremie åtminstone delvis kan förklaras av specialisering mellan makar. I slutet av undersökningsperioden finns inte några sådana effekter. Även detta resultat är väntat enligt specialiseringshypotesen, eftersom makarnas incitament till specialisering har minskat. Däremot får inte specialisering via ökade investeringar i humankapital stöd av data. Snarare verkar äktenskapspremien uppkomma relativt snart efter giftermålet.

9.5 Favoriseras gifta män på arbetsmarknaden?

Hill (1979) för fram hypotesen att arbetsgivare gynnar anställda med fru och barn. Arbetsgivaren ger gifta män med barn högre lön, inte på grund av att gifta män är mer produktiva, utan för att arbetsgivaren bryr sig om att gifta män vanligtvis har en högre försörjningsbörda. Hill finner en äktenskapspremie om 25 procent för vita amerikanska män när hon kontrollerar för en mängd olika faktorer såsom utbildning, arbetslivserfarenhet och flera olika arbetsmiljöfaktorer. Hon finner också att ju fler barn männen har, desto högre lön får de. I min studie, (Richardson, 1997) finner jag inte något samband mellan lön och antal barn, trots kontroll för flera arbetsmiljöfaktorer. Detta resultat talar mot hypotesen att gifta män favoriseras på grund av sin försörjningsbörda. Om arbetsgivaren bryr sig om personens försörjningsbörda borde även antal barn påverka mannens lön.

9.6 Väljer gifta och ogifta män olika typer av arbeten?

Reed och Harford (1988) argumenterar för att gifta och ensamstående män har olika preferenser för familjeliv och att det är män som tycker om familjeliv som gifter sig. Med familjeliv följer ofta högre utgifter för boende och utgifter för barnens försörjning. Gifta män väljer därför att arbeta i yrken som inte har så bra arbetsmiljö men som i gengäld ger en hög pekuniär ersättning. Sammantaget skulle gifta och ogifta män ersättas lika för sin arbetsinsats, men de väljer att ta ut ersättningen på olika sätt. Äktenskapspremien uppstår enligt denna hypotes på grund av att man vanligtvis mäter timlönen som ersättningen för arbete. Om man jämför män som arbetar under liknande betingelser skulle det därför inte finnas någon löneskillnad mellan gifta och ogifta män. I denna studie kontrollerar jag för flera arbetsmiljöfaktorer. Trots detta visar resultaten att gifta män tjänar mer än ogifta män. Hill (1979) finner i en studie baserad på amerikanska data att äktenskapspremien ökar när hon kontrollerar för arbetsmiljö. Hersch (1991a) finner att äktenskapspremien för amerikanska män minskar något när hon kontrollerar för arbetsmiljö och antal barn. Sammanfattningsvis tycks det alltså vara så att gifta och ensamstående män i viss mån fördelar sig olika över arbeten med olika typer av arbetsmiljö, men detta förklarar inte hela äktenskapspremien.

9.7 Slutsats

Gifta män tjänar mer än ogifta män. Detta empiriska samband mellan civilstånd och lön är mycket robust och har konstaterats i såväl Sverige som många andra länder. I detta kapitel diskuteras fyra förklaringar till äktenskapspremien. Enligt ”selektionshypotesen” uppstår äktenskapspremien för att män med hög, men för forskaren dold, produktivitet gifter sig oftare än andra män. Enligt ”specialiseringshypotesen” är äktenskapspremien ett resultat av att makar delar upp arbetsuppgifter mellan sig på ett sådant sätt att män blir mer produktiva i förvärvsarbete. ”Favoriseringshypotesen” är att arbetsgivare bryr sig om mäns försörjningsbörda och därför ger gifta män högre lön än vad de ger ogifta män. Slutligen, ”kompensationshypotesen” utgår från att äktenskapspremien reflekterar en kompenserande löneskillnad. På grund av hög försörjningsbörda godtar gifta män arbeten med sämre arbetsmiljö och erhåller i gengäld en hög lön. Resultaten i denna studie ger empiriskt stöd åt de två förstnämnda hypoteserna. Däremot får de två sistnämnda inget stöd.

246 Dessa resultat har åtminstone tre vidare implikationer. För det första ökar resultaten vår förståelse av hur löner bestäms. Enligt traditionella teorier återspeglar lönedifferenser skillnader i produktivitet mellan individer eller skillnader mellan olika arbeten, till exempel vad gäller arbetsmiljö. Stödet för selektions- och specialiseringshypotesen och avsaknaden av stöd för kompensationshypotesen tyder på att äktenskapspremien främst reflekterar produktivitetsskillnader mellan individer. För det andra ökar resultaten vår förståelse av vilka incitament det finns för arbetsdelning inom familjen, det vill säga att en av makarna specialiserar sig på förvärvsarbete och den andra på hushållsarbete. Sedan 1960-talet har flera reformer genomförts som minskat incitamenten till arbetsdelning mellan makar. Exempel är införandet av särbeskattning av makars arbetsinkomster och det ökade utbudet av subventionerad barnomsorg. Jag finner att äktenskapspremien minskar mellan 1968 och 1991 med nära 60 procent. Enligt mina resultat är den troliga förklaringen till den minskade äktenskapspremien att gifta män specialiserar sig i allt mindre utsträckning på förvärvsarbete. Däremot finner jag inte att ersättningen för specialisering minskat. Dessa resultat tyder på att det är de politiska reformerna som haft avsedd effekt. För det tredje fördjupar resultaten vår kunskap om löneskillnader mellan män och kvinnor. le Grand (1991) finner att kvinnor inte har någon äktenskapspremie.13 Av samma studie framgår att en tredjedel av skillnaden mellan mäns och kvinnors löner utgörs av mäns äktenskapspremie. En ökad förståelse av denna kan således förklara en väsentlig del av könslönegapet. Detta kapitel har visat på två viktiga förklaringar till mäns äktenskapspremie. Ökad kunskap om varför kvinnor inte har någon motsvarande äktenskapspremie vore önskvärd. Är det så att även kvinnor med hög dold produktivitet gifter sig i större utsträckning än andra kvinnor men att denna effekt motverkas av en negativ effekt på kvinnors löner av arbetsdelning i hushållet?

13 le Grand använder LNU för 1981 och erhåller en skattning på mäns äktenskapspremie ungefär i nivå med min skattning i tabell 9.2. Vissa skillnader mellan studierna finns dock. Exempelvis använder vi delvis olika kontrollvariabler.

Litteraturförteckning

Becker, Gary (1991) A Treatise on the Family. Cambridge, MA.: Harvard University

Press.

Becker, Gary; Landes, Elisabeth & Michael, Robert (1977) ”An economic analysis of

marital instability.” Journal of Political Economy, Vol. 85, s. 1141–1187.

Blackburn, McKinley & Korenman, Sanders (1994) ”The declining marital status

earnings differentials.” Journal of Population Economics, Vol. 7(3), s. 247– 270.

Daniel, Kermit (1991) ”Does marriage make men more productive?” Mimeo. The

University of Chicago.

Edin, Per Anders & Holmlund, Bertil (1995) ”The Swedish wage structure: The rise

and fall of solidarity wage policy?”i Richard Freeman & Lawrence Katz (red.)

Differences and changes in wage structures, University of Chicago Press.

Erikson, Robert & Åberg, Rune (1987) Welfare in transition – living conditions in

Sweden 1968–1981. Oxford: Clarendon Press.

Gray, Jeffrey S. (1997) ”The fall in men’s return to marriage: Declining productivity

effects or changing selection?” Journal of Human Resources, Vol. 32 (3), s. 481–504.

Hamermesh, Daniel S. & Biddle, Jeff E. (1994) ”Beauty and the labor market.”

American Economic Review, Vol. 84, s. 1174–1194.

Hersch, Joni (1991a) ”Male-female differences in hourly wages: The role of human

capital, working conditions and housework.” Industrial and Labor Relations

Review, Vol. 44, s. 746–759.

Hersch, Joni (1991b) ”The impact of nonmarket work on market wages.” American

Economic Review, Vol. 81 s. 157–160.

Hersch, Joni & Stratton, Leslie S. (1994) ”Housework, wages, and the division of

housework time for employed spouses.” American Economic Review, Vol. 84, s. 120–125.

Hill, Martha (1979) ”The wage effects of marital status and children.” Journal of

Human Resources, Vol. 14, s. 579–594.

Korenman, Sanders & Neumark, David (1991) ”Does marriage really make men more

productive?” Journal of Human Resources, Vol. 26, s. 282–307.

Korenman, Sanders & Neumark, David (1992a) ”Sources of bias in women’s wage

equations: Results using sibling data.” National Bureau of Economic Research, Working paper 4019.

Korenman, Sanders & Neumark, David (1992b) ”Marriage, motherhood, and wages.”

Journal of Human Resources, Vol. 27, s. 233–255.

le Grand, Carl (1991) ”Explaining the male-female wage gap: Job segregation and

solidarity wage bargaining in Sweden.” Acta Sociologica, Vol. 34, s. 261–278.

Loh, Eng Seng (1996) ”Productivity differences and the marriage wage premium for

white males.” Journal of Human Resources, Vol. 31, s. 565–589.

Nermo, Magnus (1994) ”Den ofullbordade jämlikheten.” I Vardagens villkor –

Levnadsförhållanden i Sverige under tre decennier , Johan Fritzell & Olle

Lundberg (red.), Stockholm: Brombergs.

Neumark, David (1988) ”Employers’ discriminatory behavior and the estimation of

wage discrimination.” Journal of Human Resources, Vol. 23, s. 279–295.

Reed, Robert & Harford, Kathleen (1989) ”The marriage premium and compensating

wage differentials.” Journal of Population Economics, Vol. 2, s. 237–265.

Richardson, Katarina (1997) ”Evolution of the marriage premium in the Swedish

labor market 1968–1991” i Essays on Family and Labor Economics, Institutet för social forskning, Stockholms universitet, avhandlingsserien 28.

SCB (1994) Barnens familjeförhållanden år 1990. Statistiska meddelanden. Örebro:

Statistiska centralbyrån

Schoeni, Robert F. (1995) ”Marital status and earnings in developed countries.” The

Journal of Population Economics, Vol. 8(4), 351–359.

10. Kvinnors och mäns löner – förvärvsavbrottens betydelse

JAMES W. ALBRECHT, PER-ANDERS EDIN, MARIANNE SUNDSTRÖM & SUSAN B. V

ROMAN

10.1. Inledning

Vad beror löneskillnaderna mellan kvinnor och män på? Flera forskare har hävdat att de till största delen beror på att kvinnor i större utsträckning än män avbryter sitt yrkesarbete i samband med barnafödande (se t.ex. Mincer och Polachek, 1974). Förvärvsavbrott kan leda till lägre löner för kvinnor jämfört med män eftersom lönerna ökar med yrkeserfarenheten och eftersom förvärvsfrånvaro tenderar att sänka den framtida lönen med mer än vad som kan förklaras av den förlorade yrkeserfarenheten. Det sistnämnda fenomenet brukar tolkas som att individens kunskapskapital minskar i värde under frånvaron.

I detta kapitel analyserar vi hur förvärvsfrånvaro påverkar kvinnors och mäns löner. Vi presenterar resultat som baseras på analyser av ett rikt datamaterial, SCB:s familjeundersökning från 1992, i vilket vi har information om tidpunkter för frånvaro/icke-yrkesaktivitet och om skälet till denna; föräldraledighet, hemarbete m.m. Vi har också kunnat kombinera denna information med löneuppgifter från SCB:s register. Kapitlet är upplagt på följande sätt: Vi börjar med en kort diskussion av de tidigare studierna av denna fråga; deras resultat, data, metoder och begränsningar. Därefter presenterar vi vårt datamaterial och de variabler vi använt i våra analyser. I avsnitt 4 ges en kortfattad redogörelse för hur moderskaps- och föräldraförsäkringen förändrats över tid. Vi presenterar våra resultat i avsnitt 5 och kapitlet avslutas sedan med en sammanfattning och diskussion.

10.2. Tidigare studier och empirisk specifikation

Sambandet mellan lön och investeringar i humankapital har varit föremål för ett mycket stort antal studier. Man har funnit ett positivt

250 samband mellan å ena sidan utbildningsnivå och yrkeserfarenhet och å den andra (logaritmen av) lönen för ett flertal länder och datamaterial.1 I denna typ av löneekvation kommer ett förvärvsavbrott (för föräldraledighet eller annat) att påverka lönen direkt genom att yrkeserfarenheten blir kortare än den skulle ha varit om individen arbetat kontinuerligt.

Man kan också tänka sig två andra effekter av förvärvsavbrott. Den första effekten sammanhänger med iakttagelsen att kurvan för kvinnors löneutveckling vid varje nivå på yrkeserfarenheten (och given utbildningsnivå) är flackare än männens kurva, dvs. kvinnor får lägre avkastning på yrkeserfarenhet än män. En förklaring till detta skulle kunna vara att kvinnor, därför att de förutser att de kommer att göra yrkesavbrott och arbeta mindre då de får barn, väljer – eller hänvisas till – arbeten som har mindre upplärningsinnehåll och därför långsammare löneutveckling.2 Den andra tänkbara effekten är att förvärvsavbrott leder till att individens humankapital minskar i värde. Man har nämligen observerat att då en individ gör förvärvsavbrott faller den framtida lönen mer än vad som kan förklaras av den förlorade yrkeserfarenheten. Vår analys syftar till att belysa den sistnämnda effekten.

Mincer och Polachek (1974) var den första i raden av ett flertal amerikanska studier av yrkesavbrottens effekter på värdet av humankapitalet. Den vanliga ansatsen i litteraturen har varit att formulera en löneekvation med humankapital-variabler, inklusive tid utanför arbetsmarknaden. Löneekvationen brukar skrivas:

log lön

i

=

α

+

β1

erfarenhe t

i

+

β2

erfarenhe t

i

2

+

β3utbildning i

+

β

4

icke - yrkesaktivite t

i

+

ε

i

där i är ett index för individen. Det är brukligt att inkludera en term med yrkeserfarenhet i kvadrat för att fånga upp att lönen stiger mindre då yrkeserfarenheten är längre. En vanlig variant är den s.k. segmenterade löneekvationen, som inkluderar yrkeserfarenhet före och efter förvärvsavbrottet och som beaktar antalet avbrott. Det är också vanligt att inkludera anställningstiden i den senaste anställningen. Alla dessa studier har funnit att förvärvsavbrott har en negativ effekt på den framtida lönen utöver den som beror på förlorad yrkeserfarenhet. Detta har tolkats som ett stöd för hypotesen att humankapitalet minskar i värde vid yrkesavbrott.

Det finns få tidigare svenska studier av förvärvsavbrottens effekter på lönerna och de som finns ger motstridiga resultat. Gustafsson (1981) erhöll en negativ effekt av förvärvsfrånvaro men endast för

1 Det klassiska arbetet är Mincer (1974).2 Denna förklaring diskuteras t.ex. i Gronau (1988).

kvinnor i åldrarna 30–44 år i en segmenterad lönefunktion. Edin och Nynabb (1992) fann däremot en positiv effekt av yrkesavbrott för kvinnor – vilken dock var mindre än den likaledes positiva effekten av yrkeserfarenhet – men inga signifikanta effekter för män. Stafford och Sundström (1996) fann i en tvärsnittsekvation att föräldraledighet reducerade den framtida lönen för både kvinnor och män, effekten var dock endast signifikant för män.

De amerikanska studierna, som alla är baserade på data från National Longitudinal Survey eller Panel Study of Income Dynamics, är behäftade med en allvarlig svaghet när det gäller data; de saknar direkta mått på den tid individen varit frånvarande (icke-yrkesverksam). Detta problem gäller också för Gustafsson (1981) och Edin och Nynabb (1992). I stället har frånvarotiden mätts som skillnaden mellan potentiell3 och faktisk yrkeserfarenhet, dvs. som en restpost. Detta har åtminstone två konsekvenser för tolkningen av deras resultat. För det första går det inte se vad som beror på (heltids-)frånvaro och vad som beror på icke-arbetad tid p.g.a. deltidsarbete, dvs. av resultaten framgår inte om frånvaroeffekten ska tillskrivas t.ex. ett års halvtidsarbete eller ett halvt års frånvaro följt av heltidsarbete under andra halvan av året. För det andra har dessa studier inte kunnat analysera effekten av olika typer av förvärvsfrån-

varo på den följande lönen. En stor fördel med vårt datamaterial är att

vi har information om skälen till förvärvsfrånvaro.4

Härtill kommer att löneekvationen ovan är behäftad med ett grundläggande ekonometriskt problem – det är troligt att en eller flera av de oberoende variablerna är korrelerade med slumptermen. Detta kan t.ex. vara fallet om lågavlönade kvinnor finner det mindre kostsamt än högavlönade att vara frånvarande och därför är frånvarande i större utsträckning. En lösning på detta problem är att använda s.k. instrumentvariabler i regressionen, förutsatt att man kan hitta bra instrument. En annan lösning är att anta att korrelationen mellan de oberoende variablerna och slumptermen är av en speciell typ. Antag att individerna skiljer sig åt vad gäller en egenskap/variabel som vi inte kan observera – exempelvis motivation – och att denna är korrelerad med lönen och en eller flera av de oberoende variablerna. Om denna icke-observerade egenskap är konstant över tiden så kan man eliminera den genom att skatta

3 Den potentiella yrkeserfarenheten är det maximala antalet år individen kunnat yrkesarbeta, dvs. nuvarande ålder minus antal år i utbildning minus ålder vid skolstarten.4 Stafford och Sundström (1996) hade uppgift om föräldraledighet men ej om andra typer av frånvaro. Belzil, Sims och Hergel (1995), som använder kanadensiska data, kunde dock skilja mellan olika typer av frånvaro.

252 löneekvationen som skillnaden mellan värdet varje år och medelvärdet över åren för (logaritmen av) lönen respektive de oberoende variablerna. Detta är vad vi har gjort i våra panelskattningar.5

10.3. Våra data och variabler

I SCB:s familjeundersökning 1992 intervjuades 3 318 kvinnor födda 1949, 1954, 1959, 1964 och 1969 samt 1 666 män födda 1949, 1959 och 1964. Medan kvinnorna fördelar sig ungefär jämnt över kohorterna är den manliga 1959-kohorten bara hälften så stor som de två övriga. Förutom sedvanlig bakgrundsinformation innehåller undersökningen individernas livshistoria vad gäller utbildning, yrkesarbete och arbetstid, förvärvsfrånvaro, barnafödande, samboende, giftermål och separationer månad för månad från 17 års ålder till intervjutidpunkten. För varje månad vet vi således huruvida individen huvudsakligen var studerande, yrkesarbetande eller icke-yrkesverksam. Det speciella med datamaterialet är att vi har information om vad de ickeyrkesverksamma gjorde, dvs. om de var (a) föräldralediga, (b) hemarbetande, (c) arbetslösa, (d) i militär tjänst, (e) i övrig aktivitet eller (f) i blandade aktiviteter. Föräldraledighet definieras som tjänstledig från förvärvsarbete för vård av barn i hemmet, betalt eller obetalt. Hemarbetande var inte tjänstlediga. Övriga aktiviter betecknar en rad olika aktiviter, bl.a. långresor, medan blandade aktiviteter inbegriper perioder med flera icke-yrkesaktiviter om mindre än 3 månaders varaktighet vardera. Undersökningen har inte (alltid) registrerat aktiviteter som varade kortare tid än 3 månader, varför t.ex. männens föräldraledighet sannolikt är underrapporterad.6 Yrkesaktivitet som omfattade mindre än 16 timmar per vecka har heller inte registrerats.

Unikt för denna studie är att vi kunnat kombinera dessa livshistorier med uppgifter om månadslön för individerna. Dessa har hämtats från de register hos SCB som ligger till grund för SOS Löner. För deltidsarbetande har SCB räknat om lönen till heltidslön. Information finns om arbetstid i procent av heltid. Uppgifterna är kompletta för anställda i den offentliga sektorn och för tjänstemän i privat sektor. För arbetare i privat sektor är täckningsgraden lägre, men för 1992 finns uppgifter för anställda inom tillverkningsindustri, transporter samt handel och distribution. Dessa lönedata har den stora fördelen, jämfört med intervjurapporterade löner, att de inte är behäftade med minnesfel. Vi observerar individens lön en gång per år. För panel-

5 Liknande metoder har använts bl.a. av Kim och Polachek (1994), Stafford och Sundström (1996) och Belzil, Sims och Hergel (1995).6 Intervjuarna skulle enligt instruktionerna inte registrera aktiviteter som varade mindre än tre månader, dock har vissa gjort det ändå (SCB 1995).

skattningarna har alla löner omräknats till 1992 års priser med hjälp av ett prisindex.

I våra analyser använder vi dessa heltidslöner per månad (i naturliga logaritmer) som beroende variabel. De humankapitalvariabler vi använder är utbildning, yrkeserfarenhet och yrkeserfarenhet i kvadrat. Utbildning är grupperad i fem nivåer: 1) referenskategorin, som är folkskola och grundskola, är utelämnad i tabellerna; 2) 2-årig fackskola och gymnasieskola; 3) 3–4-årigt gymnasium; 4) yrkesutbildning som kräver minst 2-årigt gymnasium eller viss högskoleutbildning; och till sist 5) fullföljd högskoleutbildning. Yrkeserfarenhet mäts i månader, deltidsarbete har omräknats till heltidsmånader och frånvaroperioder har (förstås) inte inräknats. Vår icke-yrkesaktivitetvariabel mäts också i månader och båda variablerna är summerade från 17 års ålder till ifrågavarande år. Eftersom lönerna har rapporterats för olika månader för de olika sektorerna och dessa månader även varierat under den studerade perioden har vi valt att koppla ihop lönerna ett visst år med oberoende variabler räknade fram till december året innan.

Vi använder också flera kontrollvariabler: (i) en variabel som är lika med ett om individen var samboende eller gift vid tidpunkten i fråga och eljest lika med noll, (ii) en variabel som mäter antalet barn under 17 år vid tidpunkten, (iii) indikatorer för om individen är född i Sverige (referenskategori), i annat nordiskt land eller utanför Norden och (iv) en variabel för privat (referenskategori), statligt eller kommunalt anställd. Vi inkluderar vidare dummyvariabler för de olika kohorterna i tvärsnittsekvationerna medan vi i panelskattningarna lägger in dummyvariabler för kalenderår för att justera för årsvariationer.

10.4. Moderskaps- och föräldraförsäkringen

Föräldraförsäkringen infördes 1974 och gav mödrar och fäder till nyfödda barn rätt till sex månaders föräldraledighet med kompensation för 90 procent av inkomstbortfallet för inkomster understigande 7,5 basbelopp. Före 1974 hade Sverige en moderskapsförsäkring som dels gav alla mödrar ett engångsbelopp, dels gav förvärvsarbetande mödrar en ersättning som motsvarade ca 65 procent av nettoinkomsten under sex månader. Föräldraförsäkringen förlängdes stegvis; till 7 månader 1975, till 9 månader 1978, till 12 månader 1980 och till 15 månader 1989. Sedan 1980 har tre av månaderna ersatts med ett lågt s.k. garantibelopp som är lika för alla (60 kr per dag fr.o.m 1987). Föräldrapenningen är skattepliktig samt pensions- och semestergrundande. Att förändringarna varit så många betyder att föräldraledig-

254 hetsförmånerna varierat mycket mellan individerna i vårt urval beroende på när de fick sina barn. 1995 och 1996 (efter den period vi studerar) sänktes ersättningsnivån i föräldraförsäkringen och det beslutades att en månad av de 15 skulle vara reserverad för vardera föräldern och inte kunna överlåtas. Ensamstående föräldrar har dock rätt till båda dessa månader. För närvarande är ersättningen 75 procent under tolv månader och 60 kr per dag under tre månader.

För att ha rätt till tjänstledighet för föräldraledighet måste föräldern antingen ha varit anställd hos samma arbetsgivare under sex månader före födseln eller under tolv av de 24 månader som föregick födseln. Ersättningen grundas på den inkomst föräldern hade sex månader före födseln och tidigare. Föräldrar som inte har någon inkomst är endast berättigade till en föräldrapenning motsvarande garantinivån. Föräldrarna kan fördela ledigheten mellan sig och använda ledighetsdagarna på heltid eller deltid till barnet fyller 8 år. I de flesta fall är det dock modern som tar ut den största delen av ledigheten; år 1991 använde mödrarna 92 procent av de ersatta dagarna (RFV, 1992). Sammantaget ger reglerna för föräldraledighet föräldrar, särskilt kvinnor, ett starkt incitament till att yrkesarbeta innan de får barn eller att t.o.m. vänta med att skaffa barn tills inkomsten är tillräckligt hög. Sannolikt har detta varit en starkt bidragande faktor till ökningen av kvinnors yrkesarbete i Sverige (Sundström och Stafford, 1992).

10.5. Våra resultat

I det följande presenterar vi resultaten från tvärsnittsekvationerna och panelskattningarna. I tabell 10.1 visas medelvärden och standardavvikelser för de individer som ingår i analyserna. Vi använde två kriterier för att avgränsa urvalet. För det första ingår bara de individer för vilka vi har någon löneuppgift, vilket har uteslutit särskilt arbetare i privat sektor (se ovan). För det andra har vi bara tagit med de individer som faktiskt arbetade 16 timmar eller mer per vecka. Detta innebär bl.a. att tjänstlediga inte ingår i tvärsnittsekvationen även om det finns löneuppgift för dem. I panelskattningarna har vi uteslutit observationer för personer under 20 år för att alla kohorter ska inkluderas i analysen från samma ålder och för att inte få med extraarbetande gymnasister m.fl.

Tabell 10.1 visar att män i genomsnitt hade högre löner, längre samlad yrkeserfarenhet (räknat i heltidsmånader) samt en högre andel med högskoleexamen än kvinnor. Däremot hade kvinnor, inte oväntat, längre samlad tid utan yrkesarbete. Skillnaderna när det gäller föräldraledighet och hushållsarbete är särskilt anmärkningsvär-

da; medan kvinnorna i vårt urval i genomsnitt hade varit föräldralediga i 15 månader och utfört hushållsarbete på heltid i 10,5 månader hade männen endast varit föräldralediga i 2 veckor och utfört hushållsarbete på heltid i 2 dagar i genomsnitt. Det är också intressant att jämföra variationskoefficienten (standardavvikelse/medelvärde) för kvinnors föräldraledighet, vilken är nästan 1, med den för kvinnors tid i hushållsarbete, omkring 3, samt med den för männens föräldraledighet, omkring 5. Detta innebär att variationen i hur lång föräldraledighet kvinnor tar är liten, variationen i hushållsarbetstid är större och variationen i männens uttag av föräldraledighet är mycket större.

Tabell 10.1 Medelvärden och standardavvikelser för vå rt urval

Kvinnor

Män

Medelvärde Standardavvi kelse

Medelvärde Standard avvikelse

Lön per månad, kr 12 582 2 183 14 328 4070 Ln lön 9,44 0,16 9,57 0,25 yrkeserfarenhet, mån 120,9 66,8 158,2 89,6 icke-yrkesaktivitet, mån 29,8 33,9 12,8 13,2 föräldraledighet, mån 14,5 15,4 0,4 2,2 hemarbete, mån 10,5 30,0 0,08 0,74 övrig aktivitet, mån 1,1 5,5 1,3 9,5 diverse aktiviteter, mån 2,0 8,8 1,2 5,2 arbetslöshet, mån 1,8 6,3 2,0 5,7 militär tjänst, mån 7,8 5,0 grundskola, % 0,15 0,18 fackskola o.dyl., % 0,43 0,36 3–4-år gymnasium, % 0,11 0,16 viss eftergymnasial, % 0,21 0,12 högskoleexamen 0,10 0,18 gift/samboende, % 0,76 0,71 antal barn under 17 år 1,22 1,10 0,93 1,09 enskild tjänst, % 0,20 0,52 statlig tjänst, % 0,11 0,21 kommunal tjänst, % 0,69 0,27 uppväxt i Sverige, % 0,93 0,91 i annat nordiskt land, % 0,03 0,02 utanför norden, % 0,04 0,07 Antal observationer 1594 599

Anm. Löner för 1992, övriga variabler vid utgången av 1991.

I tabell 10.2 redovisas våra resultat för en tvärsnittsekvation för (logaritmen av) lönen 1992. Den första kolumnen för vardera könet presenterar resultaten från ”standard”-löneekvationen där total ickeyrkesverksam tid ingår bland högersidans variabler. Vi finner, som

256 väntat, att lönen stiger med yrkeserfarenheten men i avtagande takt, att utbildning har positiv avkastning och att icke-yrkesaktivitet reducerar lönen. Vi ser också att avkastningen på yrkeserfarenhet är väsentligt högre för män än för kvinnor. Värt att lägga märke till är vidare den positiva och signifikanta effekten på kvinnors lön av antal barn under 17 år (vid lika förvärvsfrånvaro) och den negativa och signifikanta effekten av statlig anställning för män. Vi ser också att våra ekvationer har en hög förklaringsgrad (mätt med determinationskoefficienten, R2, justerad för antalet frihetsgrader) jämfört med de löneekvationer som återfinns i tidigare studier, vilket sannolikt beror på att vi använder lönedata från register vilka i mindre utsträckning är behäftade med mätfel än de självrapporterade löner som vanligen ingår i datamaterial av denna typ.

Tabell 10.2 Löneekvation, tvärsnitt.

Kvinnor

Kvinnor

Män

Män

konstant

9,292 (306,5) 9,300 (307,1) 9,364 (90,8) 9,349 (90,0)

yrkeserfarenhet

0,0014 (6,14) 0,0013 (5,80) 0,0033 (5,96) 0,0034 (6,09)

yrkeserfarenhet2*10

–3

–0,0029 (4,22) –0,0027 (3,89) –0,0093 (6,54) –0,0097 (6,82)

fackskola o.dyl.

0,0229 (2,60) 0,0215 (2,44) 0,0305 (1,21) 0,0270 (1,12)

2–3 år gymnasium 0,0732 (6,14) 0,0713 (5,98) 0,1400 (4,45) 0,1263 (3,97) viss eftergymnasial 0,1511 (14,06) 0,1483 (13,71) 0,1665 (4,65) 0,1633 (4,54) högskoleexamen 0,3227 (23,96) 0,3206 (23,81) 0,3596 (9,06) 0,3518 (8,79) total icke-yrkesaktivitet –0,0006 (4,46) –0,0014 (2,04) föräldraledighet –0,0001 (0,40) –0,0084 (2,17) hemarbete –0,0005 (3,65) –0,0083 (0,76) övrig aktivitet –0,0008 (1,54) –0,0009 (1,01) diverse aktiviter –0,0006 (1,71) –0,0033 (2,08) arbetslöshet –0,0020 (4,23) –0,0028 (1,84) militär tjänst 0,0026 (1,44) gift/samboende 0,0132 (1,82) 0,0144 (1,57) 0,0247 (1,24) 0,0170 (1,84) antal barn under 17 år 0,0092 (2,75) 0,0045 (1,03) 0,0061 (0,68) 0,0096 (1,07) statlig tjänst –0,0139 (1,28) –0,0141 (1,30) –0,0859 (4,08) –0,0894 (4,23) kommunal tjänst –0,0213 (2,78) –0,0201 (2,63) –0,0862 (4,31) –0,0766 (3,80) annat nordiskt land –0,0375 (2,10) –0,0352 (1,97) –0,0433 (0,72) –0,0338 (0,56) utanför norden –0,0346 (2,07) –0,0318 (1,90) –0,0371 (0,86) 0,0095 (0,21) kohort kontroller ja ja ja ja justerad R20,5079 0,5105 0,4136 0,4201 Antal observationer 1594 1594 599 599

Anm. Löner för 1992, övriga variabler vid utgången av 1991 och t-värden inom parentes.

Dessa negativa effekter av förvärvsfrånvaro stämmer överens med resultaten från de amerikanska studierna och dessas vanliga tolkning. Kvinnor drabbas av en liten – 0,7 procent – men dock signifikant

löneförlust av ett års förvärvsfrånvaro.7 För män är löneförlusten större, 1,7 procent. Den andra kolumnen för varje kön ger emellertid en något annorlunda bild. När vi delar upp frånvarotiden på dess delkomponenter finner vi att föräldraledighet inte har någon negativ, signifikant effekt på kvinnors löner. De typer av frånvaro som bidrar till att reducera kvinnors löner är hemarbete och arbetslöshet. För män är däremot löneeffekten av att ta ut föräldraledighet negativ och signifikant. Resultaten tyder på att om en man tog ett års föräldraledighet – något som är extremt ovanligt – så skulle hans framtida lön minska med cirka 10 procent. Även arbetslöshet minskar männens löner.

Men är effekterna av de olika typerna av frånvaro verkligen olika? Eller beror skillnaderna mellan koefficienterna på slumpen? För att testa om skillnaderna mellan koefficienterna är statistiskt säkerställda använde vi ett s.k. F-test. Det visade att hypotesen att koefficienterna för kvinnornas frånvarokompontenter är lika kunde förkastas på 5 procent-nivån, medan motsvarande hypotes för männen endast kunde förkastas (på 5 procent-nivån) om komponenten militärtjänst ingick i testet.

Som tidigare diskuterats har tvärsnittsskattningar klara begränsningar. De ger sambandet mellan den lön individen hade ett visst år och bl.a. tidigare frånvaro, men säger ingenting om riktningen på detta samband. Det är vidare troligt att en eller flera av de oberoende variablerna är korrelerade med slumptermen. Ett vanligt sätt att komma till rätta med det senare problemet är att anta att denna korrelationen är av en speciell typ, nämligen att det finns en ickeobserverad individspecifik egenskap (t.ex. motivation) som är konstant över tiden, påverkar lönen och är korrelerad med en eller flera av de oberoende variablerna. Den kan t.ex. vara korrelerad med tid i föräldraledighet eller arbetslöshet. En mer rättvisande bild av förvärvsfrånvarons effekter på lönerna får man om man använder uppgifter om lön både före och efter förvärvsfrånvaron. Vi har därför genomfört panelskattningar i vilka skillnaden mellan (logaritmen av) lönen ett visst år och medelvärdet över alla år för individen är den beroende variabeln. På samma sätt är, som tidigare nämnts, de oberoende variablerna skillnaden mellan värdet året innan löneåret och medelvärdet över åren för individen. Variabler som inte varierar över tid, som t.ex. ursprungsland och den individspecifika effekten, går då bort. I panelen har vi använt information om löner för åren 1971–1992 vilken, som nämnts tidigare, relaterats till värden på de oberoende variablerna december året innan, dvs. för åren 1970–1991.

7 (1 – exp(0,0006)) x 12 = 0,0072.

258 Detta innebär att vi som mest har 22 observationer för någon individ eftersom vi startar från 20 års ålder. Vi ser att resultaten (tabell 10.3) skiljer sig från dem i tvärsnittsekvationen. För det första finner vi att skillnaden i avkastningen på yrkeserfarenhet mellan kvinnor och män är mindre. För det andra har total icke-yrkesaktivitet (se första kolumnen för vardera könet) en mer negativ effekt för både män och kvinnor än i tvärsnittsekvationen och effekten är mer negativ för män än för kvinnor. För det tredje bidrar föräldraledighet (se andra kolumnen för vardera könet) till att reducera lönerna för både kvinnor och män, men effekten är större för män. För det fjärde har skillnaderna i de olika frånvarotypernas effekter på lönerna försvagats något för kvinnor. För män kan vi dock fortfarande förkasta hypotesen (i ett s.k. F-test) att koefficienterna (både med och utan militärtjänsten) är lika på 1 procent-nivån, medan vi för kvinnor endast kan förkasta hypotesen på 10 procent-nivån. För det femte observerar vi att för kvinnor är löneeffekten av ökad utbildning negativ på de två lägsta utbildningsnivåerna, vilket kan förefalla egendomligt. Förklaringen till detta är sannolikt att det är en liten och speciell grupp som uppnår t.ex. gymnasiekompetens efter 20 års ålder.

Tabell 10.3 Panelskattningar. Beroende variabel: avvikelse fr ån medelvär-

det i ln lön. Män och kvinnor över 20 år.

Kvinnor

Kvinnor

Män

Män

konstant 9,417 (344,2) 9,419 (343,7) 9,696 (96,22) 9,640 (92,86) yrkeserfarenhet 0,0013 (7,74) 0,0013 (7,78) 0,0019 (4,14) 0,0018 (3,92) yrkeserfarenhet2*10

–3

–0,0041 (8,04) –0,0041 (10.7) –0,0078 (16,6) –0,0077 (16,3)

fackskola o.dyl. –0,0235 (2,10) –0,0230 (2,05) –0,0240 (0,83) –0,0227 (0,79) 2–3 år gymnasium –0,0490 (3,11) –0,0482 (3,06) –0,0317 (0,97) –0,0310 (0,95) viss eftergymnasial 0,0341 (2,43) 0,0342 (2,44) 0,0554 (1,60) 0,0528 (1,53) högskoleexamen 0,0988 (5,03) 0,0990 (5,03) 0,0529 (1,20) 0,0444 (1,01) total icke-yrkesaktivitet –0,0013 (7,16) –0,0041 (4,87) föräldraledighet –0,0015 (5,06) –0,0057 (2,98) hemarbete –0,0013 (5,99) –0,0067 (1,27) övrig aktivitet –0,0016 (2,68) –0,0021 (1,76) diverse aktiviteter –0,0006 (1,33) –0,0018 (0,79) arbetslöshet –0,0037 (3,58) –0,0137 (5,59) militär tjänst 0,0046 (1,56) gift/samboende 0,0034 (0,88) 0,0034 (0,87) –0,0024 (0,34) –0,0018 (0,25) antal barn under 17 år 0,0043 (1,75) 0,0052 (1,73) –0,0026 (0,67) –0,0030 (0,76) års kontroller ja ja ja ja

justerad R2

0,2089

0,2093

0,3354

0,3382

antal observationer 20068

20068

6820

6820

Anm. t-värden inom parentes.

Hur mycket betyder då skillnaderna i förvärvsfrånvaro för löneskillnaderna mellan kvinnor och män? Låt oss ta ett förenklat räkneexempel för att belysa det. Om vi antar att kvinnor hade lika kort frånvaro som män, 12,8 månader enligt tabell 10.1, skulle deras löner vara 2,2 procent8 högre (baserat på estimaten i tabell 10.3). Eftersom det faktiska lönegapet var 13,9 procent enligt tabell 10.1 innebär det att skillnaden i förvärvsfrånvaro ”förklarar” ca 16 procent av denna löneskillnad. På motsvarande sätt kan vi räkna ut att om kvinnor hade lika lång yrkeserfarenhet som män (158,2 månader enligt tabell 10.1) skulle de ha 4,9 procent9 högre lön (baserat på estimaten i tabell 10.3) vilket motsvarar ca 35 procent av den totala löneskillnaden. Detta innebär att omkring hälften av den totala löneskillnaden mellan kvinnor och män ”förklaras” av skillnader mellan könen i yrkeserfarenhet och frånvaro.

10.6. Slutsatser

I detta kapitel har vi presenterat resultat från en ny svensk studie av sambandet mellan förvärvsfrånvaro och löner. Vi finner att tid utan förvärvsarbete har en negativ effekt på både kvinnors och mäns löner. Så långt överensstämmer således våra resultat väl med de från studier baserade på amerikanska data, vilka har setts som bevis för att frånvaro leder till att individens kunskapskapital minskar i värde. Vi har emellertid i vår studie haft möjlighet att dela upp frånvaron i dess olika komponenter – tid för föräldraledighet, hemarbete, arbetslöshet osv. – vilket de amerikanska studierna inte kunnat göra. När vi gör det visar det sig att de olika typerna av icke-arbetad tid har skilda effekter på lönerna, något som ger upphov till tvivel på att depreciering av kunskapskapital är den enda möjliga tolkningen av sambandet mellan frånvaro och löner. Om individens kunskapskapital ”rostar” (deprecieras) när hon/han är frånvarande så borde effekten vara densamma oavsett frånvaroslag. Möjligen skulle man kunna hävda att tid i arbetslöshet kan väntas ha en mer negativ effekt än föräldraledighet, eftersom man efter den senare typen av frånvaro, men inte efter den förra typen, i allmänhet går tillbaka till samma arbete. Detta kan dock inte förklara varför föräldraledighet har en mer negativ effekt på mäns löner än på kvinnors.

Vi finner slutligen att skillnaderna mellan könen i frånvaro och yrkeserfarenhet har stor betydelse för löneskillnaderna mellan

8 17 x [1– exp(0,0013)].9 37,3 x [1– exp(0,0013)].

260 kvinnor och män: omkring hälften av den totala löneskillnaden mellan kvinnor och män kan tillskrivas skillnader i yrkeserfarenhet och frånvaro.

Detta kapitel bygger på Albrecht, J.W., Edin P.-A., Sundström M. & S. Vroman (1996), ”Career interruptions and subsequent earnings: A reexamination using Swedish data”, Stockholm Research Reports in Demography 111, Stockholms universitet.

Vi vill tacka Rådet för arbetslivsforskning för finansiering av Susan B. Vromans vistelse vid demografiska avdelningen hösten 1996 samt Socialvetenskapliga forskningsrådet och Humanistisk-samhällsvetenskapliga forskningsrådet för stöd till projektet.

Litteraturförteckning

Belzil, C., Sims, W. & P. Hergel (1995) ”Endogeneity, self-selectivity and the

sensitivity of female earnings to non-participation”, Working paper 95-09, Centre for Labour Market and Social Research, Aarhus universitet.

Corcoran, M., Duncan, G.J. & M. Ponza (1983) ”A longitudinal analysis of white

women's wages”, Journal of Human Resources, Vol. 18, s. 497–520.

Edin, P.-A. & J. Nynabb (1992) ”Gender wage differentials and interrupted work

careers: Swedish evidence”, Working paper 1992:17, Nationalekonomiska institutionen, Uppsala universitet.

Gronau, R. (1988) ”Sex-related wage differentials and women's interrupted labor

careers – the chicken or the egg”, Journal of Labor Economics, Vol. 6, s. 277–301.

Gustafsson, S. (1981) ”Male-female lifetime earnings differentials”, i Studies in labor

market behavior: Sweden and the United States, G. Eliasson m. fl. (red.), In-

dustriens utredningsinstitut, Stockholm.

Gustafsson, S. & F. P. Stafford (1994) ”Three regimes of child care: The United

States, the Netherlands, and Sweden”, i Social protection versus economic

flexibility, R. M. Blank (red.), University of Chicago Press, Chicago.

Kim, M. K. & S.W. Polachek (1994) ”Panel estimates of male-female earnings

functions”, Journal of Human Resources, Vol. 29, s. 406–428.

Mincer, J. (1974) Schooling, experience, and earnings, Columbia University Press,

New York.

Mincer, J. Y. & S.W. Polachek (1974) ”Family investments in human capital:

Earnings of women”, Journal of Political Economy, Vol. 82, s. 576–608.

Riksförsäkringsverket (1992) Socialförsäkringsstatistik. Fakta 1992 , Stockholm. Stafford, F.P. & M. Sundström (1996) ”Time out for childcare: Signalling and

earnings rebound effects for men and women”, Labour, Vol. 10, s. 609–629.

SCB (1995) Familj och arbete, Sysselsättnings- och utbildningshistoria, Avsnitt 7,

Stockholm.

Sundström, M. & F. P. Stafford, (1992) ”Female labour force participation, fertility

and public policy in Sweden”, European Journal of Population , Vol. 8, s. 199–215.

11. Arbetsinkomster för kvinnor med högre utbildning

ESKIL W

ADENSJÖ

11.1. Högre utbildning som medel mot låga kvinnoinkomster

Ökad utbildning har föreslagits som ett sätt att lösa flera olika samhällsproblem. Sedan 1960-talet har utökad utbildning förordats som ett medel för att öka produktiviteten och produktionen i ekonomin. Under de senaste decenniet med ökade löne- och arbetslöshetsklyftor mellan hög- och lågutbildade har ökade utbildningsinsatser setts som en möjlighet att få en större överensstämmelse mellan efterfrågan och utbud på arbetsmarknaden och därmed som en möjlighet att förbättra situationen för dem med kort utbildning. Utbildning har också använts i syfte att minska konjunkturarbetslösheten.

Även inom jämställdhetspolitiken har utbildning setts som ett medel. En del av löneskillnaderna beror på att kvinnor och män har olika arbetsrelaterade egenskaper som t.ex. olika lång utbildning. Om kvinnor och män hade utbildats lika länge så hade den totala löneskillnaden alltså varit mindre. Kvinnor och män i yngre generationer har fått allt mer lika utbildning om jämförelsen avser utbildningens längd. Det borde leda till gradvist minskande löneskillnader. Samtidigt visar flera undersökningar att kvinnor får lägre avkastning än männen för en utbildning av viss längd. En förklaring till denna skillnad i avkastning kan var att kvinnor och män visserligen utbildar sig lika länge men att utbildningsinriktningen starkt skiljer sig åt1 och att männen väljer utbildningar som ger högre ekonomiskt utbyte.

Ett sätt att undersöka vilken betydelse skillnader i utbildningsval har är att undersöka löner eller arbetsinkomster för kvinnor och män som genomgått samma utbildning. Kvarstår det ej oväsentliga

1 Se Jonsson (1997).

262 skillnader mellan kvinnors och mäns arbetsinkomster för dem som genomgått samma utbildning så visar det att inte ens en lika fördelning på utbildning är tillräcklig för utjämna arbetsinkomsterna.

Detta kapitel redovisar resultat från en undersökning av högre utbildade kvinnors och mäns årsarbetsinkomster. I det följande avsnittet presenteras den databas som undersökningen bygger på. I avsnitt 11.3 ger en första grov bild av arbetsinkomsterna för kvinnor och män inom ett antal examensgrupper och i avsnitt 11.4 behandlas frågan om kvinnor och män med samma utbildning hamnar inom olika sektorer av ekonomin. I avsnitt 11.4 och 11.5 behandlas mer noggrant skillnaderna i kvinnors och mäns arbetsinkomster, medan det sista avsnittet sammanfattar resultaten.

11.2. Datamaterialet

För att kunna undersöka högre utbildade kvinnors och mäns arbetsinkomster har uppgifter från en databas, som bildats genom sambearbetning av register vid statistiska centralbyrån (ÅRSYS (Årliga regionala sysselsättningsstatistiken) för åren 1986 och 1989 samt högskoleregistret), använts. Framtagningen av databasen gjordes ursprungligen för en undersökning för Produktivitetsdelegationen och har sedan också använts för att studera invandrade akademikers inkomster.2

ÅRSYS är en registerbaserad statistik där de viktigaste uppgifterna hämtas från de kontrolluppgifter som arbetsgivarna lämnar till skattemyndigheterna (även uppgifter om rörelseinkomster ingår).3Från ÅRSYS har hämtats uppgifter om sysselsättning, årsarbetsinkomst åren 1986 och 1989 och sektor som personen är sysselsatt i samt också uppgifter om nationalitet och födelseland.

Från högskoleregistret har hämtats uppgifter om akademiska examina erhållna från svensk högskola från 1962 och framåt. Ett problem är att många har fler än en examen.4 I bearbetningarna har bara redovisats en examen per person. Endast personens högsta examen inkluderas och om personen har två eller flera examina på samma nivå så inkluderas den senaste av dessa examina. Tanken är att det i sådant fall i regel är den senaste examen som avgör vilket arbete personen har. Endast traditionell universitets- och högskoleutbildning har medtagits. Sjuksköterske- och förskolelärarutbildning

2 Se Wadensjö (1991) och (1992).3 För en presentation av ÅRSYS och en genomgång av kvaliteten hos de olika variablerna se SCB(1991).4 11769 hade tre akademiska examina, 1464 personer hade fyra examina, 187 hade fem examina, 16 hade sex examina och två hade sju examina.

m.fl. utbildningslinjer, som inkluderades i högskolesystemet år 1977, ingår alltså inte i denna undersökning. Vissa traditionella högskoleutbildningar som utbildning vid Lantbruksuniversitetet och vid farmaceutisk fakultet är heller inte inkluderade.

En styrka i de utnyttjade registren är den höga täckningsgraden. Alla i Sverige bosatta som var sysselsatta år 1989 och som erhållit någon av de inkluderade examina 1962 eller senare (1970 eller senare för doktorsexamen) ingår.

Det saknas uppgift om arbetstid, vilket innebär att det inte är möjligt att undersöka hur mycket av variationerna i årsarbetsinkomsterna som förklaras av skillnader i arbetstider och hur mycket som förklaras av skillnader i timlöner. Ett annat problem är att det saknas uppgifter om resultat av studier på tidigare nivåer och föräldrarnas utbildning och yrken, faktorer som har betydelse för studieframgång och troligen även för inkomstutveckling efter avslutade högskolestudier.

Det är fråga om en tvärsnittsundersökning och jämförelsen avser personer i olika ålder som tagit sin examen vid olika tillfällen. Från detta försöker vi bl.a. dra slutsatser om hur inkomsterna utvecklas för personer över tiden, t.ex. att inkomsten stiger med antalet år efter examen. Det kan dock finnas andra förklaringar till de mönster vi ser. En förklaring kan vara att olika kohorter möter olika arbetsmarknadssituationer vid inträdet på arbetsmarknaden, t.ex. genom att antalet som avlägger viss utbildning varierar och därmed utbudet av arbetskraft relativt efterfrågan.

11.3. Kvinnor och mäns arbetsinkomster efter utbildning

Tabell 11.1 ger en översikt av de totala arbetsinkomstskillnaderna mellan kvinnor och män inom olika examensgrupper. Den visar att skillnaderna är stora oavsett vilken examen som jämförelsen avser men att de är störst för personer med samhällsvetenskaplig eller ekonomexamen. Kvinnor har där knappt 2/3 av männens årsarbetsinkomster eller för uttrycka det annorlunda: männens arbetsinkomster är mer än 50 procent högre än kvinnornas i genomsnitt. Skillnaderna är minst bland humanister och psykologer men också dessa grupper uppvisar inte oväsentliga skillnader i årsarbetsinkomster mellan könen.

Av tabell 11.1 framgår också att könsfördelningen är ojämn mellan examina. Kvinnor är få bland civilingenjörerna, i minoritet inom de flesta examensgrupper, men i utgjorde en klar majoritet bland psykologer, socionomer och bland dem med grundexamen från

264 humanistisk fakultet. Utvecklingen efter 1969 har gått i riktning mot en högre andel kvinnor i samtliga examensgrupper med i huvudsak samma ordning mellan de olika examina vad gäller andelen kvinnor.

Tabell 11.1 Årsarbetsinkomst 1989 för män och kvinnor 64 år och yngre med akademiska grundexamina erhållna i Sverige 1962–1989 (medelvärden) och andel kvinnor inom respektive examen sgrupp.

Årsinkomst

kvinnor

Årsinkomst

män

Relativ årsinkomst för kvinnor (%)

Andel kvinnor

(%)

Mat.naturvetenskaplig 152015 203233

74,8

33,0

Samhällsvetenskaplig 154009 238920

64,5

40,2

Ekonomer

170328 257924

66,0

30,0

Psykologer

142856 172696

82,7

68,7

Socionomer

134548 185058

72,7

69,8

Humanister

148439 185153

80,2

65,5

Religionsvetare

131221 165632

79,2

29,4

Jurister

165241 242383

68,1

30,4

Läkare

241387 312333

77,3

38,2

Tandläkare

160286 202084

79,3

44,2

Civilingenjörer

174133 245148

71,0

10,9

Forskarutbildningen reformerades efter mönster från USA år 1969. Doktorsexamen ersatte såväl den gamla doktorsgraden som licentiatexamen. Under några år i början av 1970-talet gavs alla tre examina parallellt. Licentiatexamen försvann med reformen men återinfördes senare, dock inte som tidigare som ett villkor för att kunna ta den högre examen. Endast en del av de som avlägger doktorsexamen har tidigare avlagt licentiatexamen. I denna undersökning behandlas endast doktorsexamen (de som avlagts under perioden från 1970 till och med 1989).

Tabell 11.2. Årsarbetsinkomst 1989 för män och kvinnor 64 år och yngre

med doktorsexamen erhållna i Sverige 1970–1989 (medelvärden) och andel kvinnor inom respektive examen sgrupp.

Årsinkomst

kvinnor

Årsinkomst

män

Relativ årsinkomst för kvinnor (%)

Andel kvinnor

(%)

Fil.dr

Mat.nat. fakultet

193974 236703 81,9

17,7

Samh.vet. fak (ej bet.vet.) 205080 284336 72,1

14,4

Beteendevetenskap

212693 238307 89,3

32,5

Humanistisk fakultet

187839 223038 84,2

32,4

Teol. dr

169154 209958 80,6

9,1

Jur. dr

265459 323628 82,0

17,7

Med. dr

291046 385109 75,6

17,2

Odont. dr

233176 299953 77,7

22,5

Tekn. dr

210616 275877 76,3

7,3

Inkomsterna är som framgår av en jämförelse av tabell 11.2 med tabell 11.1 klart högre för dem med doktorsexamen än för dem som endast har grundexamen när jämförelsen görs fakultet för fakultet. Det framgår också av en jämförelse av de båda tabellerna att andelen kvinnor är betydligt lägre bland dem med doktorsexamen än bland dem med grundexamen. Skillnaderna är tydliga inom varje fakultetsområde.

Av tabell 11.2 kan utläsas ungefär samma mönster som för dem med grundexamen: Män har betydligt högre årsarbetsinkomster än kvinnor. Skillnaderna är dock relativt sett mindre än bland dem som har grundexamen, något som eventuellt kan förklaras med att färre (kvinnor) bland dem som har doktorsexamen än bland dem som har grundexamen arbetar deltid. Lägst årsarbetsinkomst relativt männens har de kvinnor som har disputerat inom samhällsvetenskaplig fakultet exklusive beteendevetenskapliga ämnen. En förklaring till att skillnaderna är störst där är att skillnaderna i inkomst är stora mellan olika ämnesinriktningar; inkomsterna är högst för dem med doktorsexamen i företagsekonomi och nationalekonomi och bland dessa är andelen män hög.

11.4. Privat eller offentlig sektor

Som framgått av många kapitel i denna volym är kvinnor och män segregerade på arbetsmarknaden. Frågan är om detta också gäller för relativt homogena examensgrupper. Vi skall belysa detta genom att se

266 hur kvinnor och män med en viss examen fördelar sig på privat och offentlig sektor.

Om vi ser till samtliga högskoleutbildade, såväl de med traditionell som de med icke-traditionell högskoleutbildning, går den övervägande delen av de högskoleutbildade till den offentliga sektorn. Andelen är högre i Sverige än i andra länder. Definitionen av vad som är högskoleutbildning skiljer sig dock markant åt mellan olika länder. I denna undersökning ingår endast de med traditionell högskoleutbildning. Andelen i privat sektor blir med en sådan avgränsning betydligt högre, närmre 50 procent för dem med grundexamen. Orsaken till skillnaden är att de icke-traditionella högskoleutbildningar till mycket stor del är riktade till vård och utbildning, som framför allt bedrivs i offentlig regi.

Av tabell 11.3 framgår fördelningen för olika examensgrupper. Skillnaderna är stora. Vissa delar av grundutbildningen är inriktad på den offentliga sektorn och andra på den privata sektorn. Den helt övervägande delen av läkare, psykologer, religionsvetare, humanister och socionomer arbetar inom offentlig sektor. Några grupper – tandläkare, jurister, matematiker-naturvetare och samhällsvetare – har en relativt jämn fördelning mellan offentlig och privat sektor. Slutligen finns det två grupper som huvudsakligen går till den privata sektorn: ekonomer och civilingenjörer.

Tabell 11.3 Andel av kvinnor och män med olika typer av akademisk examen som år 1989 arbetar i privat sektor.

Examen

Kvinnor

Män

Samtliga

Grundexamen (1962–1989)

Mat.naturvetenskaplig

36,2

46,2

42,9

Samhällsvetenskaplig

29,2

54,2

44,1

Ekonomer

78,1

83,4

81,9

Psykologer

17,7

23,0

19,4

Socionomer

11,1

20,1

13,3

Humanister

24,2

24,3

24,2

Religionsvetare

4,5

5,2

5,0

Jurister

35,9

52,8

47,7

Läkare

5,7

10,1

8,4

Tandläkare

24,6

49,6

38,6

Civilingenjörer

69,9

80,1

79,0

Doktorsexamen (1970–1989)

Fil. dr

Mat.nat. fakultet

22,6

25,3

24,9

Humanistisk fakultet

8,0

8,7

8,4

Beteendevetenskapliga ämnen 8,3

13,1

11,5

Samhällsvet. fak. (ej bet.vet.) 13,3

24,2

23,1

Jur. dr

21,1

26,9

25,9

Med. dr

9,8

11,3

11,0

Odont. dr

11,3

12,3

12,1

Tekn. dr

41,0

45,1

44,9

Ett gemensamt drag för alla examensgrupper är att en större andel av kvinnorna än av männen arbetar inom den offentliga sektorn. För vissa examensgrupper är skillnaderna mellan kvinnors och mäns sektorsfördelning stor som för t.ex. samhällsvetare, jurister och tandläkare. För andra grupper är skillnaderna små, för humanister och religionsvetare i det närmaste negligerbara.

Dessa skillnader skulle kunna bero på att kvinnor och män med en viss examen har olika ålderssammansättning, olika antal år på arbetsmarknaden etc. För att undersöka om skillnaderna förklaras av skillnader i sådana egenskaper har probitanalyser genomförts. I dessa undersöks hur sannolikheten att vara i privat sektor inom en viss examensgrupp påverkas av kön, ålder, år på arbetsmarknaden, födelseland m.fl. variabler. Dessa beräkningar visar att kvinnor har större sannolikhet att vara i offentlig sektor givet ålder, tid sedan examen etc. inom samtliga examensgrupper på grundexamensnivå, dvs. även bland dem med humanistisk utbildning. Inflytandet av den

268 variabel som representerar kön är störst för gruppen med samhällsvetenskaplig examen och lägst för dem med humanistisk examen. Vid motsvarande beräkningar för dem med doktorsexamen så går resultaten i samma riktning, men endast för dem med doktorsexamen från samhällsvetenskaplig fakultet (icke-beteendevetenskapliga ämnen) blir effekten statistiskt signifikant. En förklaring till den bristande signifikansen kan vara att antalet personer med doktorsexamen är få och beräkningarna därför är baserade på få observationer.

Att kvinnor är underrepresenterade inom privat sektor har en ekonomisk innebörd. För de flesta examensgrupperna är arbetsinkomsterna betydligt högre inom privat sektor. Det gäller bl.a. för civilingenjörer, ekonomer, matematiker-naturvetare, samhällsvetare och jurister (även när konstanthållning görs för ett antal variabler). För några grupper – psykologer, humanister och tandläkare – är inkomstdifferenserna små mellan dem som arbetar inom privat och dem som arbetar inom offentlig sektor. Däremot har läkare (landstingen) och religionsvetare (statskyrkan) högre inkomster i de fall de arbetar inom offentlig än inom privat sektor.

Det går att finna ett mycket tydligt mönster. Bland de examensgrupper där majoriteten eller en betydande andel arbetar inom privat sektor så är inkomsterna i den privata sektorn klart högre. De båda examensgrupper som erhåller högre arbetsinkomster i den offentliga sektorn har också de klart högsta andelarna sysselsatta inom offentlig sektor.

11.5. Inkomster och inkomsternas bestämningsfaktorer

Jämförelsen av arbetsinkomsterna visar på mycket stora skillnader mellan kvinnor och män. En del av dessa skillnader kan bero på skillnader i ålder och i tid ute på arbetsmarknaden efter examen. Ett enkelt sätt att undersöka betydelsen av detta är att skatta inkomstekvationer av Mincertyp. Arbetsinkomsten (logaritmerad) förklaras i en sådan ekvation av utbildningslängd, som i detta fall är konstant och därför inte ingår, och av arbetslivserfarenhet där presumptionen är att såväl arbetslivserfarenhet före som efter examen har betydelse – därför ingår såväl åldersår (normerat till antal år minus 25) som antal år efter examen. Dessutom ingår variabler representerande födelseland och den högskola/universitet vid vilken examen avlagts.

Tabell 11.4 Inkomstekvationer. Kofficientestimat för variabel representerande kvinna.

Examen Inkl. term representerande privat sektor

Exkl. term representerande privat sektor

Grundexamen (1962–1989)

Mat.naturvetenskaplig

–0,195**

–0,229**

Samhällsvetenskaplig

–0,308**

–0,359**

Ekonomer

–0,195**

–0,217**

Psykologer

–0,216**

–0,218**

Socionomer

–0,280**

–0,289**

Humanister

–0,198**

–0,199**

Religionsvetare

–0,167**

–0,165**

Jurister

–0,191**

–0,209**

Läkare

–0,209**

–0,203**

Tandläkare

–0,233**

–0,232**

Civilingenjörer

–0,166**

–0,190**

Doktorsexamen (1970–1989)

Fil. dr

Mat.nat. fakultet

–0,168**

–0,173**

Humanistisk fakultet

–0,169**

–0,169**

Beteendevetenskapliga ämnen –0,081**

–0,078**

Samhällsvet. fak (ej bet.vet) –0,199**

–0,216**

Teol. dr

–0,282**

–0,266**

Jur. dr

–0,109

–0,114

Med. dr

–0,200**

–0,199**

Odont. dr

–0,210**

–0,210**

Tekn. dr

–0,088**

–0,091**

** = signifikant på 1-procentsinvån Anm. Övriga variabler inkluderade i estimationerna är (ålder–25), (ålder–25)2, år sedan examen, (år sedan examen)2, född utomlands och variabler representerande universitet/ högskola vid vilken examen tagits.

I den enklaste varianten av beräkningar inkluderas en dummyvariabel representerande kön (0 om man och 1 om kvinna) tillsammans med övriga variabler. Som framgår av tabell 11.4 får dummyvariabeln representerande kvinna genomgående klart negativa värden. Kvinnor får givet övriga variabler betydligt lägre årsarbetsinkomster. Det går lätt (genom att antilogaritmera koefficientvärdet) att få fram den procentuella skillnaden i årsarbetsinkomster. Det visar sig då vad gäller de som har grundexamen att i flertalet fall så minskar arbetsinkomstskillnaden jämfört med arbetsinkomstskillnaden utan denna typ av konstanthållning.

270 Ta som exempel de som kommer från matematisk-naturvetenskaplig fakultet. Kvinnornas arbetsinkomst är i genomsnitt 75 procent av männens arbetsinkomst om man räknar genomsnitt över hela grupperna utan konstanthållning för andra variabler (tabell 11.1). Konstanthålles ålder, år sedan examen, födelseland och vilket universitet som examen tagits vid så stiger talet till 80 procent och inkluderas också en variabel representerande arbete i privat sektor stiger talet till 82 procent (beräkningar baserade på värden i tabell 11.3). Kvinnornas arbetsinkomst är alltså 82 procent av männens när konstanthållning görs för de nämnda variablerna. För flera andra examensgrupper är mönstret likartat. Det gäller för samhällsvetare (64, 70 och 74 procent), ekonomer (66, 80 och 82 procent), jurister (68, 82 och 83 procent) och civilingenjörer (71, 84 och 85 procent). För andra grupper förklaras arbetsinkomstskillnaden i mindre grad av sådana korrigeringar och för en grupp, psykologer, verkar det till och med vara så att skillnaden mellan kvinnors och mäns arbetsinkomster blir än större om hänsyn tas till skillnader i ålder, år sedan examen m.m. Resultaten från inkomstekvationerna pekar på att kvinnor givet övriga variabler har ca 20–30 procent lägre inkomster än männen inom respektive examensgrupp. Lägst är skillnaden för civilingenjörer (16–17 procent lägre årsarbetsinkomst för kvinnorna) och högst är skillnaden för samhällsvetare (27–30 procent lägre årsarbetsinkomst för kvinnorna). Det kan finnas flera varandra kompletterande förklaringar till dessa stora kvarstående skillnader: 1) kvinnor har kortare arbetstid, 2) kvinnor har färre yrkesverksamma år givet antal år efter examen (längre förvärvsavbrott), 3) kvinnor är på delmarknader (givet examen) med lägre löneläge (och där uppdelningen i privat och offentlig sektor bara förklarar en del av skillnaden) och 4) diskriminering i olika former. Som tidigare nämnts har det inte gått att få fram uppgifter om arbetstider och det går därmed inte att se hur stor del av inkomstskillnaderna mellan män och kvinnor som beror på att kvinnorna arbetar deltid. För att i någon mån undersöka det har variabler representerande kvinnor som har barn i åldern 0–6 och 7–16 lagts in. Resultaten blir en i samtliga fall signifikant negativ effekt vad gäller den första variabeln (barn 0–6 år). Kvinnor med barn i förskoleåldern har lägre årsarbetsinkomster. Värdet på koefficienten pekar på att kvinnor med barn i förskoleåldern har mellan 15 och strax över 20 procent lägre inkomster än andra kvinnor. Den viktigaste förklaringen är troligen att kvinnor med små barn arbetar deltid. Motsvarande koefficient för barn mellan 7 och 17 år blir för nästan alla grupper signifikant

negativ men effekten på inkomsten blir betydligt lägre – mellan 2 och 5 procent lägre inkomster. När dessa variabler introduceras minskar den skillnad mellan mäns och kvinnors inkomster som inte förklaras av andra variabler. För t.ex ekonomer minskar skillnaden från 21 till 14 procent och för civilingenjörer från 17 till 11 procent, dvs merparten av skillnaderna mellan mäns och kvinnors inkomster måste förklaras på annat sätt än via att kvinnor med barn i förskoleåldern har lägre inkomster.

Skillnaderna i årsarbetsinkomster mellan kvinnor och män är vid konstanthållning för olika andra variabler störst bland samhällsvetare och socionomer. Kvinnor har 30 respektive 25 procent lägre årsarbetsinkomster. Förklaringen är för den senare gruppen delvis att söka i att kvinnliga socionomer oftare har gått den sociala linjen som leder till lägre betalda arbeten och män oftare förvaltningslinjen som leder till högre betalda arbeten. Separata bearbetningar för dem som gått ut förvaltningslinjen respektive sociala linjen visar att skillnaden mellan mäns och kvinnors årsarbetsinkomster reduceras till ca 20 procent för båda grupperna, något högre för dem som gått ut förvaltningslinjen än för dem som gått ut sociala linjen. Beräkningarna har endast gått att göra för dem som tagit examen enligt 1977 års studieordning, dvs. i praktiken för dem som fick sin examen under 1980-talet.

Kvinnliga samhällsvetare har ofta en beteendevetenskaplig inriktning och män oftare en ekonomisk inriktning i sin examen med åtföljande skillnader i löner och inkomster. Vi har dock inte för samhällsvetarna kunnat göra en indelning efter examensinriktning på samma sätt som är möjligt för socionomerna. Obesvarade frågor vad gäller såväl socionomer som samhällsvetare är varför det finns dessa löne- och inkomstskillnader mellan olika delmarknaderna och varför kvinnorna är överrepresenterade på de delmarknader där löner och inkomster är lägst.

Resultaten för forskarutbildningen påminner i sina huvuddrag om resultaten för grundexamen. Kvinnor som har doktorsexamen har lägre inkomster än män med samma examen givet värdena för övriga variabler. Det finns en tendens till lägre skillnader än för motsvarande grundexamen (samma tendens finns som nämnts vid en jämförelse av de genomsnittliga värdena utan korrigering). Skillnaden kan bero på att färre med doktorsexamen än med grundexamen arbetar deltid. Kvinnornas arbetsinkomster understiger dock för flertalet typer av examina männens med mellan 15 och 20 procent oavsett om konstanthållning görs för sektorstillhörighet eller inte. Skillnaden är högst för teologer (resultatet är dock baserat på få observationer) och

272 lägst för dem som disputerat i beteendevetenskapliga ämnen eller vid teknisk fakultet.

Nästa steg är att skatta separata inkomstekvationer för män och kvinnor. Det visar sig att såväl den allmänna nivån (interceptet), ålder och tid sedan examen har betydelse, dock olika för olika examensgrupper. Genomgående är det så att den samlade effekten för ålder och tid sedan examen är större för män än för kvinnor. Det kan tolkas som att män har en mer positiv arbetsinkomstutveckling än kvinnor. För kvinnornas årsarbetsinkomster har åldersvariabeln för en del examensgrupper en större betydelse relativt variabeln för tid sedan examen jämfört med vad som är fallet för män. En förklaring kan vara att år sedan examen för kvinnor är en sämre mätare av tid i arbetslivet än vad den är för män.

Vi skall inte här gå igenom samtliga examensgrupper utan välja tre: ekonomer, jurister och personer med grundexamen från matematisk-naturvetenskaplig fakultet.

Tabell 11.5 Arbetsinkomstekvationer. Ekonomer.

Variabler

Kvinnor

Män

Kvinnor

Män

intercept

11,696** 11,810** 11,520** 11,560**

ålder–25

0,021** 0,033** 0,024** 0,037**

(ålder–25)2

–0,0005** –0,0011** –0,0005** –0,0011**

år sedan examen

0,046** 0,049** 0,045** 0,046**

(år sedan examen)2–0,0016** –0,0009** –0,0016** –0,0008** privat sektor 0,196** 0,268** R2(adj)

0,143

0,212

0,167

0,241

antal observationer 7227

17006

7227

17006

** = signifikant på 1-procentsinvån Anm. Övriga variabler inkluderade i estimationerna är född utomlands och variabler representerande universitet/högskola vid vilken examen tagits.

För de med ekonomexamen finns det vissa markanta skillnader mellan styrkan i de faktorer som påverkar kvinnornas respektive männens årsarbetsinkomster, se tabell 11.5. För männen stiger arbetsinkomsterna mer med ålder än vad de gör för kvinnorna. Det skulle kunna tolkas som att männen i större utsträckning gör en karriär på sina arbetsplatser. Männen vinner också mer än kvinnorna på att ha ett arbete i den privata sektorn istället för i den offentliga sektorn. Beräkningarna för de som tagit grundexamen från juridisk fakultet visar att män får högre tillskott med varje år efter examen. Se tabell 11.6. Det kan tolkas som att män gör en snabbare karriär än kvinnor. Även för denna examensgrupp är det så att männen har mer

att vinna än kvinnorna på att arbeta i privat i stället för i offentlig sektor.

Tabell 11.6 Arbetsinkomstekvationer. Jurister.

Variabler

Kvinnor

Män

Kvinnor

Män

intercept

11,531** 11,620** 11,513** 11,572**

ålder–25

0,016** 0,018** 0,016** 0,017**

(ålder–25)2

–0,0005** –0,0006** –0,0004** –0,0006**

år sedan examen

0,047** 0,064** 0,046** 0,061**

(år sedan examen)2

–0,0009** –0,0012** –0,0008** –0,0010**

privat sektor

0,061** 0,116**

R2(adj)

0,190

0,192

0,193

0,202

antal observationer 4217

9638

4217

9638

** = signifikant på 1-procentsinvån Anm. Övriga variabler inkluderade i estimationerna är född utomlands och variabler representerande universitet/högskola vid vilken examen tagits.

För dem som tagit examen från naturvetenskaplig fakultet visar beräkningarna att männen vinner mer på varje åldersår och på varje år som verksam efter examen än vad kvinnorna gör. Se tabell 11.7. Även detta resultat ger alltså stöd till hypotesen att män gör en snabbare karriär än kvinnor givet att de har samma examen. Här finns också en tendens till att män får ett högre inkomsttillskott än kvinnor vid arbete i privat sektor istället för i offentlig sektor. Skillnaden är dock liten.

Tabell 11.7 Arbetsinkomstekvationer. Matematiker-naturvetare.

Variabler

Kvinnor

Män

Kvinnor

Män

intercept

11,374** 11,253** 11,275** 11,165**

ålder–25

0,027** 0,052** 0,031** 0,050**

(ålder–25)2

–0,0006** –0,0014** –0,0006** –0,0011**

år sedan examen

0,021** 0,053** 0,010

0,039**

(år sedan examen)2–0,0002 –0,0012** 0,0002 –0,0007** privat sektor 0,255** 0,287** R2(adj)

0,172

0,269

0,218

0,323

antal observationer 4119

8361

4119

8361

** = signifikant på 1-procentsinvån Anm. Övriga variabler inkluderade i estimationerna är född utomlands och variabler representerande universitet/högskola vid vilken examen tagits.

11.6. Några slutsatser

I detta kapitel har årsarbetsinkomsterna för kvinnor och män med olika typer av examina undersökts. Resultaten pekar på att kvinnorna i varje examensgrupp har betydligt lägre årsarbetsinkomster än männen. Denna skillnad kan endast till en mindre del förklaras med att kvinnor och män har olika arbetsrelaterade karakteristika – olika antal år efter examen, åldersskillnader m.m. Undersökningen visar också att män genomgående är överrepresenterade inom privat sektor – och arbete i denna sektor är för många (men inte för alla) examensgrupper kombinerat med högre årsarbetsinkomster än arbete inom offentlig sektor. Även denna faktor förklarar emellertid endast en mindre del av årsarbetsinkomstskillnaderna mellan kvinnor och män.

De huvudsakliga skillnaderna måste sökas i andra faktorer. Till en del kan det förklaras med skillnader i arbetsfördelning inom familjen. Skillnaderna blir än större för kvinnor med barn i förskoleåldern, men merparten av skillnaden mellan kvinnors och mäns årsarbetsinkomster finns kvar även om jämförelsen avser kvinnor som har större barn eller inga barn.

En granskning av de olika examensgrupperna, av vilka tre närmre presenterats i detta kapitel, pekar på att kvinnorna har en långsammare utveckling av årsarbetsinkomsterna efter ålder och tid efter examen. Det tyder på att karriärvägarna inte är lika snabba för kvinnor som för män. Vad som förklarar denna skillnad är dock inte möjligt att belysa med detta datamaterial. Det går dock att dra slutsatsen att lika fördelning av kvinnor och män på olika examina inte är tillräckligt för att ge lika årsarbetsinkomster för kvinnor och män.

Litteratur

Jonsson, Jan O. (1997) ”Hur skall vi förklara skillnader i utbildningsval?” i Glastak

och glasväggar? Den könssegregerade arbetsmarknaden. Persson, Inga &

Wadensjö, Eskil (red.), SOU 1997:137. Stockholm: Fritzes.

SCB (1991) ”Kvalitetsdeklaration av den årliga regionala sysselsättningsstatistiken

(ÅRSYS)”, Bakgrundsfakta till arbetsmarknadsstatistiken 1991:1.

Wadensjö, Eskil (1991) ”Högre utbildning och inkomster” i Arbetskraft, arbetsmark-

nad och produktivitet. Expertrapport 4 till Produktivitetsdelegationen. Stoc k-

holm: Allmänna förlaget.

Wadensjö, Eskil (1992) ”Earnings of Immigrants with Higher Education in Sweden”,

Paper presented at the fourth EALE Conference in Warwick, September 3–6, 1992.

De lågavlönade på arbetsmarknaden 12

– en analys av kvinnor och män under två decennier

MIA HULTIN & RYSZARD S

ZULKIN

12.1. Inledning

Såväl sociologisk som ekonomisk forskning har under senare år entydigt visat att kvinnor i genomsnitt har lägre löner än män, vilket i sin tur innebär att kvinnor löper större risk att återfinnas bland de lägst avlönade på arbetsmarknaden. Kvinnor har visat sig vara kraftigt överrepresenterade bland de lågavlönade på arbetsmarknaden oavsett vilken definition av låg lön som använts (se Sloane, 1980). Trots omfattande forskning om löneskillnader mellan kvinnor och män finns tämligen få svenska studier som ur ett könsperspektiv sökt kartlägga situationen för de lägst avlönade. Den kanske mest omfattande svenska studien av lågavlönade arbetstagare är den som utfördes av Lars Sundbom år 1970 inom ramarna för Låginkomstutredningen. I den studien framkom att ungefär två tredjedelar av de lägst avlönade 1968 var kvinnor.

Syftet med detta kapitel är att studera lågavlönade män och kvinnor på den svenska arbetsmarknaden under perioden 1968 till 1991. Under denna period har kvinnors anknytning till arbetsmarknaden förändrats dramatiskt. Särskilt under 1970-talet har andelen kvinnor i arbetslivet stigit markant. Med analyserna i detta kapitel kan vi således studera och jämföra lågavlönade kvinnor och män under en mycket händelserik period på den svenska arbetsmarknaden.

I kapitlet kommer fyra övergripande frågeställningar att analyseras. För det första jämförs kvinnors och mäns risker att vara lågavlönade under den studerade perioden. Den andra centrala frågan är i vilken utsträckning skillnaderna mellan könen går att hänföra till individernas kvalifikationer, till deras familjesituation och till deras position på arbetsmarknaden. För det tredje studeras huruvida riskfaktorerna bakom låg lön är desamma för män och kvinnor, det vill säga om det finns könsspecifika förklaringar till att vissa män respektive kvinnor återfinns bland de lågavlönade. En fjärde viktig

276 aspekt rörande lågavlönades förhållanden på arbetsmarknaden är hur rörligheten in i och ut ur låglönekategorin kan beskrivas för män och kvinnor.

Det datamaterial som används för de empiriska analyserna i detta kapitel är intervjuuppgifter från Levnadsnivåundersökningarna (LNU) från 1968, 1974, 1981 och 1991 (för en utförligare beskrivning av Levnadsnivåmaterialet, se Fritzell och Lundberg, 1994).1

12.2. Lågavlönade män och kvinnor 1968–1991: två definitioner

Det finns två huvudsakliga sätt att urskilja vilka arbetstagare som bör klassificeras som lågavlönade. Utifrån ett relativt synsätt definieras de lågavlönade som de individer som ingår i en viss andel längst ned i lönefördelningen. Detta relativa perspektiv utgår ifrån att individen jämför sin situation med den sociala omgivningen och att individens relativa position i en fördelning är av stor betydelse för såväl faktisk som upplevd levnadsnivå. Det andra synsättet utgår ifrån ett absolut kriterium för låg lön genom att ett visst belopp anges som gräns för låg lön. Utgångspunkten för ett sådant perspektiv är att ekonomiska resurser har betydelse oavsett hur fördelningen av resurserna är beskaffad (se exempelvis Fritzell, 1991 och Tåhlin, 1987 för diskussioner av de olika synsätten).

Det finns en mycket viktig skillnad mellan en låglönekategori definierad utifrån ett relativt synsätt och en låglönekategori definierad utifrån ett absolut synsätt. I det första fallet ingår en given andel av alla anställda i låglönekategorin, medan andelen lågavlönade i det andra fallet är avhängig lönespridningen. När lönespridningen är stor kommer enligt den absoluta definitionen förhållandevis många individer att befinna sig i låglönegruppen. På motsvarande sätt blir antalet lågavlönade i absolut mening mindre när lönespridningen minskar. Att fastställa vilken av dessa definitioner som är ”korrekt” är en omöjlig uppgift och båda definitionerna kommer att användas i denna studie. I merparten av de presenterade analyserna definieras de lågavlönade som den femtedel – eller kvintilgrupp – av samtliga anställda (såväl kvinnor som män) som har de lägsta bruttotimlönerna. Dock kommer vi även att pröva om resultaten återskapas om en absolut låglönedefinition används istället för en relativ. I de fall

1 Analyserna i detta kapitel utförs för de individer som vid tidpunkten för respektive intervju var anställda på hel- eller deltid. För en beskrivning av variablerna, se Bilaga.

skillnader föreligger i analysresultaten beroende på vilken definition som används diskuteras detta i texten.

I tabell 12.1 redovisas hur stora andelar av de anställda männen respektive av de anställda kvinnorna som är lågavlönade enligt den relativa definitionen vid de olika mättillfällena, det vill säga år 1968, 1974, 1981 samt 1991. Därefter presenteras i tabell 12.2 hur stora andelar av männen respektive kvinnorna som är lågavlönade utifrån en ofta använd absolut definition (se OECD 1996). Med utgångspunkt från denna definition klassificeras de lågavlönade som de individer vilka tjänar mindre än två tredjedelar av mediantimlönen för samtliga anställda respektive år.2

Tabell 12.1 Procentandelar av totala antalet anst ällda kvinnor respektive av totala antalet anställda män som ingår i den femtedel av de anställda (män och kvinnor) som har de lägsta timlönerna 1968, 1974, 1981 och 1991.

Andel lågavlönade av:

1968 1974 1981 1991

Kvinnor

34,7 34,2 27,8 28,1

Män

10,6 8,9 11,5 11,2

Not: Antalet individer i urvalen är 1968: 3094, 1974: 3201, 1981: 3490 och 1991: 3353. När timlönerna räknats om enligt 1991 års prisnivå är gränsen för låg lön enligt den relativa definitionen 44 kronor 1968, 57 kronor 1974, 58 kronor 1981 och 62 kronor 1991.

Av tabell 12.1 framgår att andelen lågavlönade bland kvinnliga anställda har minskat under de studerade åren. År 1968 och 1974 var nästan 35 procent av alla anställda kvinnor lågavlönade, vilket bör jämföras med att bara runt var tionde anställd man var lågavlönad dessa år. Andelen kvinnor som är lågavlönade är dock lägre 1981 än vid de två första mättillfällena. Mellan 1981 och 1991 kan ingen märkbar skillnad noteras med avseende på kvinnors risker att ingå i låglönegruppen. Då man jämför mäns och kvinnors risker att vara lågavlönade kan man konstatera att könsskillnaden är störst vid de två första undersökningstillfällena (1968 och 1974) och sedan minskar avsevärt till år 1981. År 1991 är skillnaden mellan mäns och kvinnors låglönerisker ungefär av samma omfattning som år 1981. Detta ligger i linje med tidigare forskning som visat att könsskillnaderna i lön har minskat under 1970-talet, men inte under 1980-talet (se exempelvis le Grand 1994).3

2 Det bör emellertid noteras att även denna definition av låg lön inbegriper en relativ komponent eftersom medianen är avhängig lönefördelningens utseende.3 Det bör påpekas att könsskillnaderna i timlön är mindre än könsskillnaderna i årlig arbetsinkomst eftersom kvinnor oftare arbetar deltid och/eller endast delar av året.

Tabell 12.2 Procentandelar av totala antalet anst ällda kvinnor respektive av totala antalet anställda män som ingår bland de anställda (män och kvinnor) som tjänar mindre än två tredjedelar av mediantimlönen 1968, 1974, 1981 och 1991.

Andel lågavlönade av:

1968 1974 1981 1991

Kvinnor

20,2 11,4 5,8 4,4

Män

6,4 3,2 2,8 2,1

Not: När timlönerna räknats om enligt 1991 års prisnivå är gränsen för låg lön enligt den absoluta definitionen 39 kronor 1968, 48 kronor 1974, 47 kronor 1981 och 49 kronor 1991.

Av tabell 12.2 framgår att andelarna personer som tjänar mindre än två tredjedelar av medianlönen sjunkit kraftigt över tid bland såväl män som kvinnor. Detta återspeglar en generell minskning av lönespridningen över perioderna. Andelarna anställda som betraktas som lågavlönade enligt denna definition är sålunda betydligt mindre jämfört med motsvarande andelar som i tabell 12.1 definierades som lågavlönade enligt ett relativt förfaringssätt. Däremot ger de olika definitionerna en samstämmig bild av könsskillnaderna i risken för att vara lågavlönad vid de olika tidpunkterna. Kvinnornas situation är relativt sett mest ofördelaktig 1968 och 1974, varefter könsskillnaderna minskar något och sedan är i stort sett lika stora 1981 som 1991.

I kommande prövningar av huruvida analysresultaten gäller såväl vid en relativ som en absolut definition av de lågavlönade kommer den absoluta gränsen för låg lön att fastställas till 75 procent istället för två tredjedelar av mediantimlönen för respektive år. Detta sker med anledning av att den konventionella absoluta definitionen 1991 genererar en låglönekategori som på grund av sin ringa storlek inte är särskilt meningsfull att analysera.

12.3. Individuella kvalifikationer, kvinnoyrken och låg lön 1991

I de närmast följande analyserna utgår vi ifrån två centrala traditioner inom den forskning som försöker förklara skillnaderna i lön mellan män och kvinnor. En av dessa traditioner betonar individegenskapernas betydelse för könslöneskillnaderna. Den andra ansatsen framhål-

ler istället vikten av könssegregeringen på arbetsmarknaden. Grundfrågan i nedanstående analyser är vad som utmärker lågavlönade män och kvinnor 1991 vad gäller individuella kvalifikationer, ålder och placering på arbetsmarknaden. Som mått på individuella kvalifikationer används genomgående i detta kapitel antal förvärvsarbetsår, anställningstid hos nuvarande arbetsgivare samt det totala antalet år i formell utbildning. Arbetslivserfarenhet och anställningstid förväntas återspegla den typ av kvalifikationer individen förvärvar genom deltagande i arbetslivet medan utbildning indikerar formell kompetens. Vad gäller könssegregeringen på arbetsmarknaden studeras huruvida andelen kvinnor i yrket är relaterad till riskerna för låg lön.

Tabell 12.3 Genomsnittligt antal förvärvsarbetsår, anställningstid hos nuvarande arbetsgivare, antal utbildningsår samt genomsnit tsålder. Medelvärden för samtliga anställda respektive för de kvinnor och män som är lågavlönade 1991 enligt den relativa definitionen

Samtliga anställda Lågavlönade

Kvinnor Män Kvinnor Män

År i förvärvsarbete

16,0 18,2 12,3 10,6

År hos nuvarande arbetsgivare 9,3 10,0 5,8 3,9 Antal utbildningsår 11,5 11,7 10,5 11,0 Ålder 39,6 39,7 35,0 31,5

Antal individer

1707 1704 479 190

Tabell 12.3 visar att skillnaderna i individuella kvalifikationer är relativt små mellan anställda män och kvinnor generellt sett. Kvinnor har jämfört med män något kortare total arbetslivserfarenhet, men vad gäller såväl anställningstid hos nuvarande arbetsgivare som antal utbildningsår är männens försprång numera i det närmaste försumbart. Vid en jämförelse mellan män och kvinnor som är lågavlönade framkommer dock vissa skillnader vad gäller de kvalifikationer som förvärvats i arbetslivet. Lågavlönade män har såväl kortare arbetslivserfarenhet som kortare anställningstid än kvinnor som är lågavlönade, vilket tyder på att de lågavlönade männen befinner sig i en relativt tidig fas i yrkeskarriären. Detta bekräftas även av att lågavlönade män i genomsnitt är några år yngre än lågavlönade kvinnor.

Tabell 12.4 Genomsnittliga procentandelar kvinnor i yrket f ör samtliga anställda respektive för kvinnor och män som 1991 är låga vlönade enligt den relativa definitionen

Samtliga anställda Lågavlönade

Kvinnor Män Kvinnor Män

Andel kvinnor i yrket

75,9 26,5 79,1 35,9

Antal individer

1454 1504 404 158

Not: Antalet individer i denna tabell är lägre än i föregående tabell eftersom uppgifter om andel kvinnor i yrket endast finns för ett mindre urval av de anställda.

I tabell 12.4 redovisas den genomsnittliga andelen kvinnor i yrket dels för anställda män och kvinnor generellt, dels för män och kvinnor som är lågavlönade. Av tabellen framgår som väntat att den svenska arbetsmarknaden är starkt könssegregerad. Kvinnliga anställda arbetar i yrken där det i genomsnitt finns cirka tre fjärdedelar kvinnor medan män arbetar i yrken där det i genomsnitt finns tre fjärdedelar män. För både kvinnor och män som är lågavlönade gäller att andelen kvinnor i deras yrken är högre än för anställda totalt sett. Denna skillnad mellan lågavlönade och samtliga anställda är mer markant för männen än för kvinnorna, vilket tyder på att lågavlönade män i förhållande till samtliga anställda män är något överrepresenterade i yrken där många kvinnor arbetar. Lågavlönade kvinnor skiljer sig däremot inte nämnvärt åt från anställda kvinnor i gemen vad gäller yrkenas könssammansättning.

12.4. Låglöneyrken 1968 och 1991

För att söka beskriva vilka kvinnor på arbetsmarknaden som har låg lön kan man även belysa vilka yrken som är lägst avlönade. Vi har valt att nedan studera huruvida det är samma yrken som har de lägsta genomsnittslönerna såväl i slutet av 1960-talet som i början av 1990talet. Den yrkesklassificering som används har konstruerats av Tåhlin (1989) på basis av de två yrkeskategoriseringar som vanligen tillämpas i Sverige, nämligen Nordisk Yrkesklassificering (NYK) och Socioekonomisk Indelning (SEI).4 Yrkessegregeringen på den

4 NYK bygger i huvudsak på idén att yrken sammanförs till en kategori om de enskilda utövarna kan sägas åstadkomma ett liknande resultat med sin verksamhet. Således är arten på de anställdas verksamhet avgörande i denna klassificering. För SEI gäller istället att kvalifikationsgraden, definierad som de normala utbildningskraven för utövande av yrket, är avgörande för inplacering av individer i olika yrkeskategorier eller klasser. Poängen med den indelning som tillämpas här är att yrkesutövare inom liknande verksamhetsområden och med liknande kvalifikationsni-

svenska arbetsmarknaden medför att två separata indelningar har konstruerats för män och kvinnor. Med denna metod har 31 yrkeskategorier urskiljts för anställda kvinnor och 43 för anställda män.5 För kvinnor gäller att individerna i dessa 31 yrkesgrupper såväl 1968 som 1991 omfattar cirka 90 procent av alla anställda kvinnor.

I tabell 12.5 redovisas de lägst avlönade yrkena för kvinnor 1968 respektive 1991. Det tycks råda en relativt hög grad av stabilitet mellan 1968 och 1991 vad gäller vilka yrken som är lägst avlönade. Av de fem yrken som hade de lägsta lönerna 1968 återfinns tre bland de fem lägst avlönade yrkena år 1991. Okvalificerade barnskötare, köksbiträden samt städare tillhör de lägst avlönade vid båda mättillfällena. Frisörer och okvalificerade arbetare inom övrig tillverkningsindustri har förbättrat sin position något från 1968 till 1991, medan det omvända gäller för servitriser och sömmerskor. Det bör dock noteras att dessa yrkeskategorier vid båda undersökningstillfällena återfinns i den lägre delen av lönefördelningen.

Tabell 12.5 De fem lägst avlönade kvinnliga yrkena 1968 och 1991.

Yrkeskategori Rangordning 1968 Rangordning 1991

Frisör

1

8

Barnskötare, okvalificerad

2

1

Köksbiträde

3

5

Övr. tillverkningsarbetare, okval.

4

7

Städare

5

4

Servitris

10

2

Sömmerska

11

3

Not: 1=lägst, 2=näst lägst och så vidare.

12.5. Lönerörlighet 1968–1974, 1974–1981 samt 1981–1991

I de analyser som närmast följer studeras löneutvecklingen för kvinnor och män genom att varje individs löneposition vid två olika tidpunkter jämförs. Utgångspunkten för dessa analyser är att tillståndet att vara lågavlönad delvis har olika innebörd beroende på om det är kortvarigt eller långvarigt. Om de lågavlönade framför allt är individer som befinner sig i början av sin yrkeskarriär kan låg lön ses som ett tämligen naturligt utslag av arbetsmarknadens sätt att fördela belöningar efter exempelvis graden av yrkeserfarenhet. Om det

våer förs ihop i samma yrkeskategorier.5 De kategorier i vilka antalet individer i någon av de analyserade LNU-årgångarna är mindre än 10 (vilket motsvarar 10 000 i befolkningen) utesluts ur analysen.

282 däremot visar sig att de arbetstagare som är lågavlönade har relativt små chanser att få uppleva en positiv löneutveckling borde detta ses som ett tecken på allvarliga inlåsningar på arbetsmarknaden, det vill säga att det finns så kallade ”dead-end jobs”.

Flera utländska studier pekar i riktning mot att män har betydligt större chanser än kvinnor att röra sig bort ifrån ett låglönetillstånd (Gregory och Elias, 1994; Pomer, 1985). En studie av finska industritjänstemän (Asplund, 1998) visar också att kvinnor har avsevärt större risker än män att kvarstå bland de lägst avlönade under en period av fyra år. Tillika indikerar denna finska undersökning att kvinnliga tjänstemän med relativt höga löner löper större risker än jämförbara män att falla ned till en lägre löneposition under de fyra studerade åren. Det finns således skäl att tro att låg lön är mer av ett genomgångstillstånd för män än för kvinnor.

Tabell 12.6 Individuell löneutveckling för kvinnor och män. Utflödesmatr iser för år 1968 till 1974 , 1974 till 1981 samt 1981 till 1991. Procent (radvis)

Panel 1

Lönegrupp 1974 Lönegrupp 1974

Kvinnor

Män

Lönegrupp 1968 Låg Mellan Hög Låg Mellan Hög

Låg

75 18 7 48 33 18

Mellan

41 45 15 23 55 22

Hög

8 33 59 6 23 71

Panel 2

Lönegrupp 1981 Lönegrupp 1981

Kvinnor

Män

Lönegrupp 1974 Låg Mellan Hög Låg Mellan Hög

Låg

68 23 9 44 36 20

Mellan

32 50 18 24 48 27

Hög

26 26 47 9 22 69

Panel 3

Lönegrupp 1991 Lönegrupp 1991

Kvinnor

Män

Lönegrupp 1981 Låg Mellan Hög Låg Mellan Hög

Låg

68 26 6 42 33 25

Mellan

35 45 19 25 47 28

Hög

24 32 44 5 24 71

I analyserna i tabell 12.6 kartläggs om det finns könsskillnader i lönerörligheten samt om dessa skillnader förefaller öka eller minska under den studerade perioden. Både den relativa och absoluta definitionen på låg lön tillämpas, men resultaten presenteras i tabellform enbart med den relativa låglönedefinitionen som utgångspunkt. I tabellen redovisas utflödesmatriser som anger i vilken lönekategori individer med en viss lönenivå vid utgångsläget återfinns vid nästa mättillfälle. För överskådlighetens skull har de anställda delats in i tre lönekategorier. De tre lönekategorier som urskiljs är de lågavlönade, de med genomsnittliga löner samt de högavlönade.6 I tabell 12.6 redovisas övergångarna mellan dessa olika lönekategorier för åren 1968–1974, 1974–1981 samt 1981– 1991.7

Vi börjar rörlighetsanalysen med att studera dem som är lågavlönade och som kvarstår i låglönekategorin vid påföljande mättillfälle, det vill säga de individer som är stabila i låglönekategorin. Det är slående hur mycket mer vanligt förekommande det är bland kvinnor än bland män att förbli lågavlönad över tid. I den första panelen (1968–1974) kvarstår ungefär tre av fyra lågavlönade kvinnor i låglönekategorin, medan bara hälften av männen är lågavlönade vid båda mättillfällena. Könsskillnaderna är kraftiga även i de övriga två analyserade panelerna (1974–1981 samt 1981–1991) i så måtto att betydligt fler av de kvinnor som är lågavlönade vid det första mättillfället är lågavlönade även vid det andra. Andelen kvinnor som kvarstår i låglönekategorin är 68 procent i båda dessa paneler, medan motsvarande andelar för män bara är 44 respektive 42 procent.

Vi kan utifrån tabell 12.6 också konstatera att kvinnornas situation är mindre fördelaktig än männens vad gäller uppåtgående långdistansrörlighet. Andelen kvinnor som förflyttar sig till höglönekategorin från ett utgångsläge i låglönekategorin är betydligt mindre än motsvarande andel för män. Detta gäller för samtliga studerade pane-

6 I exempelvis låglönegruppen 1968 ingår den tredjedel individer som befinner sig längst ned i lönefördelningen detta år och som samtidigt tillhör kategorin anställda enligt 1974 års undersökning. På motsvarande sätt utgörs höglönegruppen 1991 av den tredjedel individer som befinner sig högst upp i lönefördelningen detta år och som samtidigt tillhör kategorin anställda enligt 1981 års undersökning.7 Ett problem i analyserna av rörlighetsmönster är att periodlängderna i matriserna är olika för de tre studerade perioderna (sex, sju respektive tio år). Sannolikheten för att en individ höjer eller sänker sin relativa lönenivå ökar rimligen med periodens längd, vilket medför att procenttalen i diagonalen bör vara lägre i analysen av den tredje perioden jämfört med den första och den andra perioden. Dessutom torde sannolikheten för byten under de senare perioderna vara större till följd av en jämnare lönefördelning. Båda dessa problem är emellertid utan betydelse när män och kvinnor jämförs under samma period eller när könsskillnaderna jämförs mellan perioderna. Det är först när andelen rörliga individer jämförs mellan olika perioder som resultaten bör tolkas med hänsyn till periodernas längd.

284 ler. Könsskillnaderna tycks dessutom vara större under perioden 1981–1991 än under de tidigare perioderna (1968–1974 och 1974– 1981), vilket tyder på att kvinnors chanser till lönekarriärer har blivit sämre relativt männens under de studerade åren. Detta resultat ligger i linje med tidigare forskning som indikerar att de generella löneskillnaderna mellan kvinnor och män har ökat något under 1980-talet (le Grand, 1994; Gustafsson, 1989).

Vad beträffar den nedåtgående rörligheten tycks kvinnor och män under den första mätperioden (1968–1974) ha ungefär lika små risker att falla från ett utgångsläge i höglönegruppen till låglönegruppen (åtta procent av kvinnorna respektive sex procent av männen). Situationen tycks dock ha förändrats avsevärt under de studerade åren. I panelen 1974–1981 är den nedåtgående långdistansrörligheten 9 procent för män och 26 procent för kvinnor. Mellan åren 1981 och 1991 är 5 procent av männen nedåtrörliga, medan 24 procent av kvinnorna har lämnat höglönegruppen och kommit att ingå bland de lägst avlönade 1991. Överhuvudtaget byter högavlönade män lönekategori i mycket mindre utsträckning än högavlönade kvinnor. Under respektive mätperiod behåller cirka 70 procent av de högavlönade männen sin position, medan bara 59, 47 respektive 44 procent av kvinnorna kvarstår i höglönegruppen.8

Långdistansrörligheten har även analyserats utifrån ett antal logistiska regressioner.9 Dessa analyser bekräftar de stora könsskillnader i långdistansrörlighet som framträder i tabell 12.6. I samband med dessa analyser prövades även i vilken utsträckning de observerade könsskillnaderna i rörlighet kan förklaras genom olikheter mellan män och kvinnor vad gäller utbildning, yrkeserfarenhet samt anställningstid hos nuvarande arbetsgivare. De kraftiga skillnaderna mellan mäns och kvinnors rörlighetsmönster kvarstår dock även vid dessa analyser. Således kan inte kvinnors ogynnsamma rörlighetsmönster förklaras med att kvinnor ackumulerar mindre humankapital än vad män gör. Det bör även nämnas att en analys av utflödesmatriser för de tre studerade perioderna utifrån det absoluta kriteriet på låg lön10

8 Det bör påpekas att män i samtliga tre lönekategorier har något högre genomsnittliga timlöner än kvinnor i motsvarande kategorier. Dock kvarstår de stora könsskillnaderna i rörlighetsmönstren även då hänsyn tagits till befintliga könsskillnader i de ursprungliga lönenivåerna.9 Övergången från låglönegruppen till höglönegruppen respektive övergången från höglönegruppen till låglönegruppen har använts som dikotoma beroende variabler och kön har införts som oberoende variabel. I dessa modeller tas hänsyn till det faktum att kvinnor och män fördelar sig annorlunda på de olika lönegrupperna beroende på vilket år som studeras. En beskrivning av logistisk regressionsanalys följer längre fram i detta kapitel.10 Det kan vara värt att påminna om att gränsen för låg lön enligt denna definition är 75 procent av mediantimlönen för respektive år.

också ger stöd för slutsatsen att kvinnor har en relativt sett sämre löneutveckling än män. Könsskillnaderna är i det fallet särskilt tydliga vad gäller sannolikheten att kvarstå i låglönekategorin.

12.6. Teorier om löneskillnader mellan män och kvinnor

I litteraturen där löneskillnader mellan män och kvinnor studeras kan man urskilja ett flertal olika typer av förklaringar till varför kvinnor i genomsnitt har lägre löner än män. Enligt humankapitaltraditionen är det främst egenskaper hos individen och hennes familjesituation som är avgörande för könslöneskillnaderna. I denna teori hänförs kvinnors relativt sett låga löner främst till att kvinnor är mer familjeorienterade, vilket medför att de i jämförelse med män investerar mindre i utbildning och yrkesfärdigheter. Kvinnor antas enligt teorin således vara mindre arbetsorienterade och produktiva i arbetslivet, vilket återspeglas i sämre belöningar på arbetsmarknaden (Becker, 1964; 1985; Mincer och Polachek, 1974). Denna förklaringsmodell har dock i empirisk forskning fått mycket begränsat stöd. Det föreligger en rad studier som visar att skillnaderna mellan män och kvinnor vad gäller humankapital numera är relativt små och att dessa skillnader följaktligen förklarar förhållandevis lite av lönegapet mellan män och kvinnor (se exempelvis le Grand, 1991).

En annan förklaringsansats utgår ifrån att löneskillnaderna mellan män och kvinnor framför allt kan hänföras till att arbetsmarknaden är könssegregerad. Kvinnor når i mindre utsträckning än män välkvalificerade jobb och höga positioner i arbetslivet (Bielby och Baron, 1986; England m.fl., 1988; Sloane, 1980). Detta gäller i hög grad på den svenska arbetsmarknaden som är starkt segregerad vad gäller hur män och kvinnor är fördelade över olika yrken och sektorer (Charles, 1992; Jacobs och Lim, 1992; Nermo, 1996). Det har också visats att könssegregering är en mycket viktig förklaring till löneskillnaderna mellan män och kvinnor på den svenska arbetsmarknaden (le Grand, 1991; le Grands kapitel i denna volym; SOU 1993:7).

Enligt en tredje typ av förklaringar kan kvinnors relativt ogynnsamma situation kopplas till att lönesättningsprocessen verkar diskriminerande mot kvinnlig arbetskraft.11 Diskussionen om diskriminering faller dock utanför ramarna för detta kapitel, varför vi kommer att koncentrera oss på de två första förklaringsansatserna.12

11 Här bör nämnas att diskriminering kan vara en av mekanismerna bakom segregering. Om arbetsgivaren väljer att inte anställa kvinnor till kvalificerade positioner blir resultatet en könssegregerad arbetsplats.12 Läsaren hänvisas istället till det kapitel i denna volym där vi utför en analys av

286 Både humankapitalteorin och segregeringsansatsen har testats i otaliga studier av löneskillnader mellan män och kvinnor såväl i Sverige som utomlands. Dock har förklaringsansatsernas betydelse prövats i betydligt mindre utsträckning på det specifika problem som fokuseras i denna studie, nämligen mäns och kvinnors risker för låg lön. Analyserna i de följande avsnitten har framför allt två syften. För det första söker vi besvara frågan varför kvinnor löper större risker än män att återfinnas i låglönegruppen. För det andra studerar vi om riskerna för låg lön kan hänföras till samma faktorer för båda könen. I analyserna av dessa frågeställningar utförs dels jämförelser mellan 1968 och 1991, dels separata analyser för 1991 med viss information som enbart finns tillgänglig för detta år.

12.7. Varför löper kvinnor större risker än män att vara lågavlönade?

I analyserna nedan definieras återigen de lågavlönade som de individer som ingår i den femtedel av det totala antalet anställda som tjänar minst. Analyserna av individernas risker för låg lön utförs med hjälp av så kallade logistiska regressioner. Logistisk regression är en statistisk analysteknik som är lämplig att använda när det tillstånd man vill analysera är tudelat, vilket gäller för variabeln ”lågavlönad” i denna studie. Multivariata logistiska regressioner är tillämpliga då man vill ha möjligheter att studera och ta hänsyn till ett flertal bakgrundsfaktorers inverkan på det problem man analyserar.13

I analyserna i tabellerna 12.7 och 12.8 presenteras resultaten som oddskvoter, vilka i regel representerar olika gruppers avvikelser från en given referensgrupp vad gäller risken att vara lågavlönad. Referenskategorin har alltid värdet 1, vilket innebär att en kategori som har en oddskvot över 1 har en överrisk jämfört med individerna i referenskategorin. På motsvarande sätt indikerar en oddskvot under 1 att den undersökta kategorin har lägre risk att vara lågavlönad i jämförelse med referensgruppen. I tabellerna utgör män referenskategorin, vilket innebär att de värden som redovisas representerar kvinnors överrisker att återfinnas i kategorin lågavlönade.

Analyserna i tabell 12.7 följer de teoretiska förklaringar till könslöneskillnader som presenterats tidigare i detta kapitel. Modell A utgör en referenspunkt för övriga analysmodeller och inkluderar

könslönediskriminering på den svenska arbetsmarknaden.13 För en detaljerad beskrivning av logistisk regression, se Aldrich och Nelson (1984). För en något enklare och mer pedagogisk beskrivning av metoden, se Fritzell och Lundberg (1994).

endast individens kön som förklaringsfaktor till låg lön. I den andra modellen (modell B) inkluderas förutom kön även individens kvalifikationer eller humankapital. Syftet med denna modell är att analysera i vilken utsträckning kvinnors överrisker för låg lön hänger ihop med könsskillnader i individuella produktivitetsrelaterade egenskaper. Resultatet av de statistiska beräkningarna i denna modell representerar den överrisk som skulle gälla för kvinnor vid en situation där kvinnor och män hade liknande individuella kvalifikationer (mätta som konventionella humankapitalvariabler). I den tredje modellen (modell C) inkluderas även individens familjesituation i analysen. I modellen åskådliggörs relativa låglönerisker för kvinnor i förhållande till män som har en liknande familjesituation. Syftet med den sista modellen (modell D) är att undersöka vilken betydelse sorteringen av män och kvinnor till arbeten som ställer skilda kvalifikationskrav har för kvinnors överrisker för låg lön.14

Tabell 12.7 Relativa risker för låg lön 1968 och 1991. Betydelsen för könsskillnaderna av humankapital, familjesituation samt a rbetets utbildningskrav

1968 1991

Modell A (se not a) 4,46** 3,11** Modell B (se not b) 3,75** 3,58** Modell C (se not c) 4,14** 3,63** Modell D (se not d) 4,30** 3,72**

Antal individer

3094 3411

Noter: ** Sannolikheten är större än 0,99 för att koefficienten är skild från 1. a I modell A redovisas enbart könseffekten. Män utgör referenskategorin vilket innebär

att deras risk är satt till 1. b I modell B redovisas könseffekten med konstanthållning för individens humankapital

definierat som arbetslivserfarenhet, arbetslivserfarenhet i kvadrat, anställningstid hos nuvarande arbetsgivare samt antal år i formell utbildning. Kvadrattermen av arbetslivserfarenhet inkluderas för att fånga den avtagande effekten av arbetslivserfarenhet, det vill säga att varje ytterligare år i arbetslivet är värt successivt mindre i termer av lön. c I modell C redovisas könseffekten med konstanthållning för humankapital och familjesitua-

tion definierad som civilstånd och antal hemmavarande barn. d I modell D redovisas könseffekten med konstanthållning för humankapital, familje-

situation samt utbildningskrav i arbetet.

Som framgår av modell A i tabell 12.7 har kvinnor kraftiga överrisker att vara lågavlönade vid båda mättillfällena. Könsskillnaderna är dock mindre 1991 än 1968. Av modell B framgår att humankapitalvariab-

14 Kvalifikationskrav mäts som det antal år i utbildning utöver folk- och grundskola som arbetet kräver.

288 lernas inflytande på kvinnors överrisker skiljer sig åt mellan 1968 och 1991. Vid det första mättillfället sjunker i modell B kvinnors överrisker att ingå i låglönegruppen på det sätt som humankapitalteorin förutsäger. Minskningen är inte särskilt markant, men tyder ändå på att en del av de observerade könsskillnaderna 1968 berodde på att kvinnor hade sämre kvalifikationer än män. För 1991 gäller det omvända förhållandet i så måtto att kvinnors relativa risker att ingå i låglönekategorin ökar något när individuella kvalifikationer tagits i beaktande. Resultaten från de övriga analyserade modellerna (C och D) tyder på att kvinnors överrisker att ingå i låglönegruppen varken kan förklaras med ett större familjeansvar eller med att kvinnor innehar mindre kvalificerade positioner (i termer av utbildningskrav) på arbetsmarknaden. Sammantaget tyder de resultat som presenteras i tabell 12.7 på att de faktorer som analyserats knappast har något större inflytande på kvinnors överrisker att ingå i låglönegruppen.

I den jämförelse mellan 1968 och 1991 som presenteras i tabell 12.7 har ett relativt litet antal indikatorer fått representera de teoretiska ansatser som skisserats ovan. Data från Levnadsnivåundersökningen 1991 omfattar emellertid ytterligare variabler av relevans för analyser av risker för låg lön. Detta gäller arbetenas kvalifikationskrav samt olika aspekter av könssegregering vad gäller yrken och arbetsplatser. De variabler som ingår i analyserna i tabell 12.8 som inte finns i 1968 års datamaterial är för det första en indikator på hur lång tid det tar för den anställde att lära sig att utföra sina arbetsuppgifter på ett tillfredsställande sätt och för det andra en indikator på andelen kvinnor i den anställdes yrke.

Tabell 12.8 Relativa risker för låg lön 1991. Betydelsen för könsskilln aderna av humankapital, familjesituation, arbetets kvalifik ationsskrav samt segregeringen på arbetsmarknaden

Modell A Modell B Modell C

Kön (kvinna)

3,28** 3,29** 1,97**

Humankapital:

arbetslivserfarenhet, antal år (se not a)

0,86** 0,86**

antal anställningsår hos nuvarande arbetsgivare

0,94** 0,94**

antal utbildningsår

0,86** 0,86**

Familjesituation:

ensamstående (referenskategori)

1,00 1,00

gift/sammanboende

0,99 1,03

antal hemmavarande barn

0,93 0,94

Kvalifikationskrav i arbetet:

upplärningstid ²4 veckor (referenskategori)

1,00 1,00

upplärningstid > 4 veckor

0,47** 0,51**

utbildningskrav, antal år

0,72** 0,71**

Segregering på arbetsmarknaden:

andel kvinnor i yrket

2,87**

Antal individer (se not b)

2958 2944 2944

Noter: ** Sannolikheten är större än 0,99 för att koefficienten är skild från 1. a I samtliga modeller utom den första konstanthålls även för arbetslivserfarenhet i kvadrat. b Antalet studerade individer är lägre i denna tabell jämfört med i tabell 12.7 till följd av att

uppgifterna om andel kvinnor i yrket enbart finns tillgängliga för ett något mindre urval.

I modell A i tabell 12.8 ingår endast individens kön som förklaringsfaktor till låg lön. Denna modell utgör återigen en referenspunkt för den fortsatta analysen. I modell B inkluderas även individuella kvalifikationer, familjesituation samt arbetets kvalifikationskrav. Som framgår av tabellen reduceras inte kvinnors överrisker mellan modell A och modell B. Detta tyder på att könsskillnaderna i riskerna för låg lön 1991 inte kan förklaras utifrån att män och kvinnor är allokerade till arbeten med olikartade kvalifikationskrav.

I modell C i tabell 12.8 analyseras hur könsfördelningen i de anställdas yrken inverkar på risken för låg lön. Resultaten visar att de anställdas risker för låg lön ökar med ökad andel kvinnor i yrket och att könssegregeringen tycks vara en starkt bidragande orsak till varför kvinnor i betydligt större utsträckning än män är lågavlönade. Analysen ger vid handen att om kvinnor och män med liknande humankapital, familjesituation och kvalifikationskrav i arbetet var anställda i yrken med liknande könsfördelning, skulle kvinnors överrisker för låg

290 lön sjunka avsevärt (från 3,29 till 1,97). Det är värt att notera att en analys av könssegregeringens effekter då andelen kvinnor på de anställdas arbetsplatser studerats istället för andelen kvinnor i yrket i huvudsak återskapar resultaten i modell C.15

Analyser av riskerna för att vara lågavlönad 1968 respektive 1991 har även utförts med det absoluta kriteriet på låg lön som utgångspunkt (resultat ej presenterade här). Vad gäller 1968 reproduceras de resultat som presenterades i tabell 12.7 eftersom de kategorier som är lågavlönade enligt den absoluta och den relativa definitionen i stort sett sammanfaller för detta år. 1991 är däremot de lågavlönade som urskiljs enligt det absoluta kriteriet betydligt färre än de som urskiljs enligt det relativa kriteriet. Vid en analys av kvinnors överrisker för att vara lågavlönade i absoluta termer 1991 framträder en bild som delvis avviker från den som redovisas i tabellerna 12.7 och 12.8. För det första är könsskillnaderna i risken för låg lön över lag mindre då en absolut definition på låglönebegreppet tillämpas. För det andra förklarar individens kvalifikationer, familjesituation samt jobbkrav relativt lite av kvinnors överrisker även i denna analys. Slutligen kan vi konstatera att könsskillnaderna reduceras kraftigt och inte längre är statistiskt säkerställda när hänsyn tas till könssegregeringen på arbetsmarknaden i termer av andel kvinnor i yrket. Således verkar skillnaderna mellan män och kvinnor i det allra lägsta skiktet i lönefördelningen år 1991 kunna hänföras till att arbetsmarknaden är könssegregerad.

12.8. Kan riskerna för låg lön hänföras till samma faktorer för män och kvinnor?

Utgångspunkten för de analyser som hittills redovisats har varit att risken för låg lön påverkas av samma faktorer för män och kvinnor. I de närmast följande analyserna studeras istället huruvida individuella kvalifikationer, familjesituation, jobbets kvalifikationskrav samt andelen kvinnor i yrket har olika innebörd för kvinnors respektive för mäns låglönerisker. I de fall data finns tillgängliga, jämförs resultaten för 1968 och 1991. I övrigt genomförs analyserna endast för 1991.

15 I tabell 12.8 redovisas även hur de olika studerade faktorerna inverkar var för sig på låglöneriskerna för samtliga anställda 1991. Som framgår ligger effekterna av humankapitalvariablerna helt i linje med vad man kan förvänta sig utifrån humankapitalteorin i så måtto att högre individuella kvalifikationer sänker riskerna för låg lön. De anställdas familjesituation tycks dock vara orelaterad till riskerna för låg lön. Vidare tenderar höga kvalifikationskrav i arbetet att leda till lägre risker för att vara lågavlönad.

I tabell 12.9 redovisas effekterna av de olika förklaringsfaktorerna i fyra modellkategorier. I den första kategorin studeras huruvida individuella kvalifikationer inverkar olika på kvinnors och mäns låglönerisker. Ett värde som är större än ett tyder på att kvinnor har sämre belöningar för en viss egenskap än vad män har. Som framgår av tabellen är de riskreducerande effekterna av arbetslivserfarenhet mindre för kvinnor än för män både 1968 och 1991 (modell A1). Detta resultat ligger i linje med resultat från studier av könslöneskillnader som tyder på att kvinnor tenderar att få mindre löneökningar än män för varje ytterligare år i arbetslivet (le Grand, 1994; Gregory och Elias, 1994). Män tenderar vid båda mättillfällena också att få relativt sett större belöningar för en relativt lång anställningstid hos nuvarande arbetsgivare (modell A2). Sålunda tycks de ekonomiska belöningarna för de individuella kvalifikationer som utvecklas genom deltagande i arbetslivet (och som mäts som arbetslivserfarenhet och anställningstid hos nuvarande arbetsgivare) vara större för män än för kvinnor. Däremot förefaller kvinnornas ekonomiska belöningar för formell utbildning såväl 1968 som 1991 vara större än männens (modell A3).

Resultaten vad beträffar anställningstid och utbildningslängd är dock något förvånande. För det första finns det studier i vilka man funnit antingen att kvinnor och män har liknande löneavkastning av anställningstid (le Grand, 1991) eller att kvinnor snarare blir mer belönade än män för lång anställningstid hos en och samma arbetsgivare (Asplund, 1998). För det andra har det i forskning visats att kvinnor tenderar att få sämre löneavkastning än män av utbildning (Asplund, 1998; England m. fl., 1988; le Grand, 1994; Rosenfeld och Kalleberg, 1990; Treiman och Roos, 1983). Dock bör man komma ihåg att analyserna i detta kapitel avser mäns och kvinnors risker för

låg lön specifikt och inte könslöneskillnader i stort. Uppenbarligen är

de ekonomiska belöningarna för anställningstid och utbildningslängd relaterade till kön på olika sätt i olika skikt av lönefördelningen.

I modellkategori B i tabell 12.9 analyseras effekterna på låg lön av familjesituation för anställda män respektive kvinnor. I den första modellen (modell B1) utgörs referenskategorin av ensamstående män. Gifta eller sammanboende män har som synes både 1968 och 1991 betydligt lägre låglönerisker än ensamstående män. Skillnaden är betydligt större vid det första undersökningstillfället än vid det andra. För kvinnor är civilstånd av mindre vikt än för män både 1968 och 1991.16 Detta resultat överensstämmer med resultat från både svenska

16 En kompletterande analys (resultat ej redovisade här) tyder på att skillnaden mellan ensamstående kvinnor och gifta/sammanboende kvinnor inte är statistiskt säkerställd vid det andra undersökningstillfället.

292 och utländska studier som visat att män, men inte kvinnor, tenderar att ha högre lön om de är gifta eller sammanboende (England m. fl., 1988; le Grand, 1991; 1994; Richardson, 1997; Rosenfeld och Kalleberg, 1990). Analysen i modell B2 tyder på att även förekomsten av barn i hushållet har större betydelse för männens än för kvinnornas låglönerisker. För män innebär ansvaret för barn såväl 1968 som 1991 lägre risker att återfinnas bland de lågavlönade. Effekten är emellertid svagare 1991 än 1968. Kvinnor som har barn har lägre låglönerisker än kvinnor utan barn 1968, men en sådan skillnad kan inte beläggas statistiskt för år 1991.

I modellkategori C i tabell 12.9 studeras effekterna på låg lön av arbetets kvalifikationskrav. Det finns svensk forskning om könslöneskillnader som tyder på att män har mer att vinna i termer av lön på att deras jobb ställer relativt höga krav på utbildning och upplärningstid (le Grand, 1994). Vad gäller hur mäns respektive kvinnors risker för låg lön påverkas av arbetets kvalifikationskrav framkommer i tabell 12.9 att de ekonomiska belöningarna för utbildningskraven i jobbet både 1968 och 1991 är något större för kvinnor än för män (modell C1). Däremot framgår av modell C2 i tabell 12.9 att män belönas mer än kvinnor för relativt lång upplärningstid i arbetet. Män vars arbeten kräver en längre upplärningstid har endast en fjärdedel så stor risk att vara lågavlönade som män vars arbeten kräver en kortare upplärningstid. Kvinnor som har relativt lång upplärningstid i sina arbeten har däremot i stort sett lika höga risker som män i arbeten med kort upplärningstid, vilket tyder på att kvinnor har mindre att vinna på att ha ett arbete som kräver relativt lång upplärningstid. Sålunda tycks män kunna dra större fördelar av de meriter de förvärvar inom ramarna för sina arbeten medan kvinnor blir jämförelsevis mer belönade för formella meriter som de tillägnat sig utanför arbetsmarknaden, det vill säga i utbildningssystemet.

Tabell 12.9 Könsspecifika förklaringar till risker för låg lön 1968 samt 1991 (se not a)

1968 1991

Modell A1–A3: A1 kvinna*erfarenhet

1,04** 1,03**

A2 kvinna*anställningstid

1,09** 1,05**

A3 kvinna*antal utbildningsår

0,86** 0,88**

Modell B1–B2: B1 ensamstående män (ref.)

1,00 1,00

gifta eller sammanboende män

0,20** 0,60**

ensamstående kvinnor

2,50** 2,56**

gifta eller sammanboende kvinnor

1,62** 2,76**

B2 män utan barn (ref.)

1,00 1,00

män med barn

0,35** 0,72**

kvinnor utan barn

3,40** 3,26**

kvinnor med barn

2,05** 3,13**

Modell C1–C2: C1 kvinna*utbildningskrav i arbetet

0,77** 0,86*

C2 män m. kort upplärningstid (²4 veckor) (ref.)

1,00

män m. lång upplärningstid (> 4 veckor)

0,24**

kvinnor m. kort upplärningstid (² 4 veckor)

2,02**

kvinnor m. lång upplärningstid (> 4 veckor)

0,94

Antal individer

3050 3330

Modell D:

kvinna*andel kvinnor i yrket

0,43*

Antal individer

2950

* Sannolikheten är större än 0,95 för att koefficienten är skild från 1. ** Sannolikheten är större än 0,99 för att koefficienten är skild från 1. a I samtliga modeller konstanthålls för kön samt humankapital definierat som arbetslivserfa-

renhet, arbetslivserfarenhet i kvadrat, anställningstid hos nuvarande arbetsgivare och antal år i formell utbildning.

Analysen i modell D i tabell 12.9 tyder slutligen på att kvinnor jämfört med män löper mindre risker att ha låg lön om det finns relativt många kvinnor i yrket. Kompletterande analyser där män och kvinnor studerats separat (resultat ej redovisade här) visar att låglönerisken ökar med ökad andel kvinnor i yrket för såväl kvinnor som män, men att män förlorar mer än kvinnor på att arbeta i kvinnodominerade yrken. Det finns även andra svenska studier som pekar i riktning mot att män förlorar relativt sett mer än kvinnor på att arbeta i yrken där andelen kvinnor är hög. Detta kan i sin tur vara en

294 av orsakerna till varför könssegregeringen kvarstår på den svenska arbetsmarknaden (se Löfström, 1993).

12.9. Anställdas sektorstillhörighet och låg lön

Den markanta förändring av kvinnors arbetslivsdeltagande som inträffat under de senaste decennierna sammanfaller med en kraftig utbyggnad av den offentliga sektorn. En stor andel av de kvinnor som inlett ett yrkesaktivt liv under denna period har funnit en anställning i den offentliga sektorn. Detta har medfört att en betydligt större andel av de kvinnliga arbetstagarna arbetar inom offentlig sektor 1991 än 1968. Som tidigare forskning visat har relationen mellan lönerna i privat och offentlig sektor förändrats mellan 1968 och 1991. Vid det första mättillfället var genomsnittslönerna ungefär desamma i privat och offentlig sektor medan lönerna var klart högre i den privata sektorn vid det andra undersökningstillfället (le Grand 1994). Det tycks i synnerhet vara män i privat sektor som har förbättrat sin relativa löneposition under den studerade perioden.

Tabell 12.10 Relativa risker för låg lön 1968 och 1991 för män och kvinnor.

Separata analyser för offentlig och privat sektor

1968

1991

1991

Modell A (se not a) Modell B (se not a) Modell C (se not b)

Offentlig Privat Offentlig Privat Offentlig Privat

Män (ref.) 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 Kvinnor 2,48** 5,06** 1,76** 4,95** 1,38 2,54**

Antal 882 2186 1512 1825 1348 1610

** Sannolikheten är större än 0,99 för att koefficienten är skild från 1. a I modell A och modell B redovisas könseffekten med konstanthållning för humankapital

definierat som arbetslivserfarenhet, arbetslivserfarenhet i kvadrat, anställningstid hos nuvarande arbetsgivare samt antal år i formell utbildning. b I modell C redovisas könseffekten med konstanthållning för humankapital samt andel

kvinnor i yrket.

Analyserna i detta avsnitt har två syften. För det första studerar vi könsskillnader i låglönerisker inom den privata respektive den offentliga sektorn. För det andra analyserar vi huruvida sektorsskillnader i lön har samma innebörd för män och kvinnor. I samtliga analyser konstanthålls för individens humankapital. Resultaten redovisas i tabellerna 12.10 och 12.11.

Som framgår av tabell 12.10 (modell A och modell B) är kvinnors överrisker att återfinnas bland de lågavlönade tydliga både i offentlig

och privat sektor 1968 och 1991. Dock är könsskillnaderna större inom den privata sektorn vid båda undersökningstillfällena. Inom den offentliga sektorn tycks könsskillnaderna i låglönerisker minska något under den studerade perioden. I den privata sektorn sker däremot ingen märkbar förändring av kvinnors överrisker. När andelen kvinnor i yrket introduceras i analysen (modell C) framgår att könsskillnaderna inom den offentliga sektorn kan förklaras av den könssegregerade yrkesstrukturen. Könsskillnaderna i den offentliga sektorn tycks således bero på de relativt låga lönenivåerna för kvinnodominerade yrken i denna sektor. I den privata sektorn reduceras kvinnors överrisker mycket kraftigt när andel kvinnor i yrket beaktas. Dock är kvinnors överrisk för låg lön relativt stark även i modell C, vilket tyder på att kvinnors större låglönerisker i den privata sektorn endast till viss del är kopplade till yrkenas könssammansättning.

I en andra jämförelse studeras effekterna av sektorstillhörigheten på låglöneriskerna separat för män och kvinnor. Enligt resultaten i tabell 12.11 (modell A) är sektorseffekten obefintlig för män 1968. När kvinnor i offentlig sektor jämförs med kvinnor i privat sektor 1968 visar det sig däremot att offentlig anställning är behäftad med betydligt lägre risker för låg lön. För 1991 gäller istället att sektorseffekten är stark för män och så gott som obefintlig för kvinnor (modell B). Männens risker att återfinnas bland de lågavlönade är avsevärt mindre om de är anställda i privat sektor medan kvinnors låglönerisker är i stort sett oberoende av sektor. När andelen kvinnor i yrket introduceras i analysen (modell C) reduceras sektorseffekten något för män medan den förstärks för kvinnor. Det sistnämnda resultatet tyder på att kvinnors låglönerisker är något mindre i den offentliga sektorn än i den privata när hänsyn tagits till det faktum att många yrken i den offentliga sektorn är kvinnodominerade.

Tabell 12.11 Relativa risker för låg lön 1968 och 1991 för privat och

offentligt anställda. Separata analyser för män och kvinnor

1968

1991

1991

Modell A (se not a) Modell B (se not a) Modell C (se not b)

Man Kvinna Man Kvinna Man Kvinna

Privat (ref.) 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 Offentlig 0,89 0,42** 2,53** 0,84 2,08** 0,68** Antal 1878 1190 1669 1668 1504 1454

** Sannolikheten är större än 0,99 för att koefficienten är skild från 1. a I modell A och modell B redovisas sektorseffekten med konstanthållning för humankapital

definierat som arbetslivserfarenhet, arbetslivserfarenhet i kvadrat, anställningstid hos nuvarande arbetsgivare samt antal år i formell utbildning. b I modell C redovisas sektorseffekten med konstanthållning för humankapital samt andel

kvinnor i yrket.

Sammantaget tyder analyserna i detta avsnitt på att könsskillnaderna är större i den privata sektorn både 1968 och 1991. Sektorstillhörighetens betydelse för manliga och kvinnliga anställdas belöningar har dock förändrats mellan 1968 och 1991. Kännetecknande för den privata sektorn 1991 är en mycket fördelaktig lönesituation för män samt relativt stora könsskillnader i riskerna för låg lön. Dessa resultat ligger också i linje med svensk forskning som funnit att män i privat sektor tjänar mer än män i offentlig sektor medan kvinnor i offentlig sektor tjänar mer än kvinnor i privat sektor (le Grand 1991).

12.10. Sammanfattning

Under senare år har antalet studier om löneskillnader mellan män och kvinnor vuxit kraftigt. Dessa studier har bidragit till att vi vet relativt mycket om könslöneskillnaderna generellt samt om hur könslönegapet förändrats under de senaste decennierna. Syftet med detta kapitel har varit att studera lågavlönade män och kvinnor på den svenska arbetsmarknaden under perioden 1968 till 1991. Många av våra resultat följer de mönster som gäller för löneskillnaderna generellt mellan män och kvinnor. Könsskillnaderna i riskerna att vara lågavlönad är stora, men minskar under den analyserade perioden. Kvinnors överrisker kan varken hänföras till individernas humankapital eller familjesituation. Könsskillnaderna i individuella kvalifikationer eller i familjeansvar förklarar således inte i någon nämnvärd utsträckning kvinnors överrisker för låg lön. Dessa resultat stämmer väl överens med vad tidigare forskning om mäns och kvinnors löner visat.

Andra resultat framstår som mer specifika för de lågavlönade och därmed mindre väl kända. En viktig slutsats av analyserna av lönerörlighet är att det råder en påfallande lönestabilitet över tid såväl bland lågavlönade som bland högavlönade på arbetsmarknaden. Denna stabilitet har dock diametralt olika innebörd för kvinnor och män. Kvinnorna löper avsevärt större risker än männen att kvarstå i den lägsta lönekategorin. Det omvända mönstret gäller för de högavlönade, såtillvida att nästan tre av fyra män, men bara ungefär hälften av kvinnorna, förblir högavlönade under de studerade perioderna. Vidare är uppåtgående rörlighet vanligare bland männen, medan nedåtgående rörlighet är vanligare bland kvinnorna. Ur ett dynamiskt perspektiv där lönerna jämförs över längre tidsperioder tycks således kvinnornas situation vara entydigt ofördelaktig. Låg lön är för många kvinnor något av ett permanent tillstånd. Att tillhöra de högre skikten i lönefördelningen kan däremot visa sig vara något av ett tillfälligt tillstånd för kvinnor.

I de analyser där vi försökt finna förklaringar till varför kvinnor löper större risker än män att vara lågavlönade har det bland annat framgått att könssegregeringen på arbetsmarknaden är av stor betydelse för kvinnors överrisker. Inom de arbetsmarknadssektorer där den kvinnliga representationen är stor verkar lönerna vara särskilt låga. Detta drabbar såväl kvinnor som män som är anställda inom kvinnodominerade yrken. Däremot tycks allokeringen av män och kvinnor till arbeten med olika kvalifikationskrav sakna större betydelse som förklaring till könsskillnaderna i riskerna för låg lön. Det tycks således inte vara de kvinnodominerade yrkenas kvalifikationskrav som avgör den relativt sett låga lönenivån, utan snarare just deras karaktär av att vara kvinnodominerade.

I analyserna i detta kapitel har skillnaderna mellan män och kvinnor studerats både utifrån ett relativt och ett absolut låglönebegrepp. Omfattningen av könsskillnaderna i riskerna för låg lön tycks delvis vara avhängig vilken låglönedefinition som används. På grund av minskad lönespridning under den studerade perioden är det 1991 färre individer som klassificeras som lågavlönade enligt en absolut definition än enligt en relativ definition. Könsskillnaderna beräknade på basis av den absoluta definitionen är generellt sett mindre och kan dessutom förklaras helt utifrån segregeringsperspektivet. Således verkar könsskillnadernas omfattning vara avhängig vilka skikt i lönefördelningen som ingår i låglönekategorin. Oavsett hur denna

298 kategori definieras tycks emellertid det faktum att lönerna är låga i de yrken där kvinnorna är många förklara en ansenlig del av kvinnornas ofördelaktiga lönesituation på arbetsmarknaden.

_________________________

Vi vill tacka kollegerna vid Institutet för social forskning och Sociologiska institutionen vid Stockholms universitet samt bokens redaktörer för värdefulla kommentarer på tidigare versioner av detta kapitel.

Litteratur

Aldrich, J. H. & Nelson, F. D. (1984) Linear probability: logit and probit models .

Beverly Hills: Sage.

Asplund, R. (1998) ”The gender wage gap in Finnish industry 1980–1994”, i

Women’s work and wages, Persson, I. & Jonung, C. (red.) , (kommande) Routledge.

Becker, G. S. (1964) Human capital. New York: Columbia University Press. Becker, G. S. (1985) ”Human capital, effort, and the sexual division of labor”,

Journal of Labor Economics, Vol. 3, s. 33–58.

Bielby, W. T. & Baron, J. N. (1986) ”Men and women at work: Sex segregation and

statistical discrimination”, American Journal of Sociology, Vol. 91, s. 759–799.

Charles, M. (1992) ”Cross-national variation in occupational sex segregation”,

American Sociological Review, Vol. 57, s. 483–502.

England, P. m.fl. (1988) ”Explaining occupational sex segregation and wages:

Findings from a model with fixed effects”, American Sociological Review, Vol. 53, s. 544–558.

Fritzell, J. & Lundberg, O. (Red.) (1994) Vardagens villkor: Levnadsförhållanden i

Sverige under tre decennier. Stockholm: Brombergs förlag.

Fritzell, J. (1991) Icke av marknaden allena: Inkomstfördelningen i Sverige.

Stockholm: Almqvist & Wiksell International.

le Grand, C. (1991) ”Explaining the male-female wage gap: Job segregation and

solidarity wage bargaining in Sweden”, Acta Sociologica, Vol. 34, s. 261–278.

le Grand, C. (1994) ”Löneskillnaderna i Sverige: Förändring och nuvarande struktur”

i Vardagens villkor: Levnadsförhållanden i Sverige under tre decennier. Fritzell, J. & Lundberg, O. (red.). Stockholm: Brombergs förlag.

Gregory, M. & Elias, P. (1994) ”Earnings transitions of the low-paid in Britain

1976–91: A longitudinal study”, International Journal of Manpower , Vol. 15, s. 170–188.

Gustafsson, S. (1989) ”Löneskillnader mellan kvinnor och män: Gapet ökar igen”, i

Arbetsmarknadsekonomi, Björklund, A. & Wadensjö, E. (red.). Stockholm:

SNS Förlag.

Jacobs, J. A. & Lim, S. (1992) ”Trends in occupational and industrial sex segregation

in 56 countries 1960–1980”, Work and Occupations, Vol. 19, s. 450–486.

Löfström, Å. (1993) ”Ju fler kvinnor desto lägre lön? En test av crowdinghypotesen”,

Umeå Economic Studies, No. 323. University of Umeå.

Mincer, J. & Polachek, S. (1974) ”Family investment in human capital: Earnings of

women”, Journal of Political Economy, Vol. 82, s. 76–108.

Nermo, M. (1996) ”Occupational segregation in Sweden 1968–1991”, Work and

Occupations, Vol. 23, s. 319–332.

OECD (1996) Employment Outlook. Paris: OECD. Pomer, M. I. (1985) ”The immobility of low-paid workers”, Journal of Sociology and

Social Welfare, Vol. 12, s. 287–310.

Richardson, K. (1997) Essays on family and labor economics. Stockholm: Swedish

Institute for Social Research.

Rosenfeld, R. A. & Kalleberg, A. L. (1990) ”A cross-national comparison of the

gender gap in income”, American Journal of Sociology, Vol. 96, s. 69–106.

Sloane, P. J. (1980) Women and low pay. London: MacMillan. SOU (1993) Löneskillnader och lönediskriminering, Statens offentliga utredningar

1993:7. Stockholm: Allmänna Förlaget

Sundbom, L. (1970) De extremt lågavlönade. Stockholm: Allmänna Förlaget. Treiman, D. J. & Roos, P. A. (1983) ”Sex and earnings in industrial society: A nine-

nation comparison”. American Journal of Sociology, Vol. 89, s. 612–650.

Tåhlin, M. (1987) Arbetets värde och kostnader: En studie av lönearbetets

konsekvenser för individen. Stockholm: Almqvist & Wiksell International.

Tåhlin, M. (1989) ”Psykosociala arbetsvillkor och nedsatt hälsa i olika yrkesgrupper i

Sverige”, Arbeten utsatta för särskilda hälsorisker (bilagedel F i rapport inom arbetsmiljökommissionens kartläggning).

Bilaga: Variabelkonstruktioner

Låg lön:

Enligt en relativ definition utgörs de lågavlönade av:

– den femtedel anställda som har de lägsta bruttotimlönerna

(alternativ a). – den tredjedel anställda som har de lägsta bruttotimlönerna

(alternativ b).

Enligt en absolut definition utgörs de lågavlönade av:

– de anställda som har lägre bruttotimlön än två tredjedelar av

mediantimlönen (alternativ a). – de anställda som har lägre bruttotimlön än tre fjärdedelar av

mediantimlönen (alternativ b). De anställdas bruttotimlöner avser timersättning före skatt. Timlönevariabeln är konstruerad så att månads- och veckolöner, bonus, ackord samt ersättning för övertid och obekväm arbetstid har omvandlats till timlön utifrån uppgifter om de anställdas veckoarbetstid.

Kön:

Män har värde 0, kvinnor värde 1.

Individuella kvalifikationer:

– antal år i förvärvsarbete: den anställdes totala arbetslivserfaren-

het. Individer som uppgivit att de har mer än 50 års arbetslivserfarenhet har åsatts värde 50. – anställningstid hos nuvarande arbetsgivare: antal anställningsår

hos nuvarande arbetsgivare. Individer som uppgivit att de har mer än 30 anställningsår hos nuvarande arbetsgivare har åsatts värde 30. – antal utbildningsår: totalt antal år i formell utbildning.

Familjesituation:

– civilstånd: ensamstående har värde 0, gifta eller sammanboende

har värde 1. – antal hemmavarande barn: antal egna eller make/makas barn i

hushållet. Förekommer även som dikotom variabel för vilken värde 0 anger att respondenten saknar hemmavarande barn och värde 1 anger att respondenten har hemmavarande barn.

Arbetets kvalifikationskrav:

– utbildningskrav i arbetet: antal år i utbildning utöver folk- eller

grundskola som krävs i den anställdes befattning. – upplärningstid i arbetet: den tid det tar för den anställde att lära

sig arbetet någorlunda väl, vid sidan av den kompetens som krävs för att erhålla jobbet. Värde 0 anger kort upplärningstid (fyra veckor eller mindre), värde 1 anger längre upplärningstid (mer än fyra veckor).

Könssegregering:

– andel kvinnor i yrket enligt 1990 års Folk- och Bostadsräkning.

Variabeln kan anta värden mellan 0 och 1. – sektorstillhörighet: huruvida den anställde arbetar i privat eller

offentlig sektor. Värde 0 anger privat sektor, värde 1 anger offefentlig sektor.

Om författarna

JAMES W. A

LBRECHT

är professor i nationalekonomi vid Georgetown universitetet i Washington. Han bedriver forskning inom områdena arbetsmarknadsekonomi och mikroekonomisk teori och är särskilt intresserad av teoretiska och empiriska modeller för arbetslösheten. Hans mest kända arbeten, vilka behandlar s.k. sökteoretiska jämviktsmodeller, har publicerats i tidskrifter som Journal of Political Economy,

Quarterly Journal of Economics, and Review of Economic Studies.

Han arbetar för närvarande med modeller för s.k. strukturell arbetslöshet, dvs. arbetslöshet som inträffar när de anställdas kunskaper blir föråldrade.

MAHMOOD A

RAI

är t.f. professor i nationalekonomi vid Stockholms universitet. Hans forskning rör i huvudsak interna arbetsmarknader, lönebildning och löneskillnader. Han har publicerat ett flertal artiklar om dessa forskningsområden i vetenskapliga, internationella tidskrifter. Vidare har han nyligen medverkat i boken The Nordic Labour Markets in the

1990´s, (red. Eskil Wadensjö) samt varit medförfattare till en

expertrapport till invandrarpolitiska kommittén (1996).

PER-ANDERS E

DIN

är professor i arbetsmarknadsrelationer vid Nationalekonomiska institutionen, Uppsala universitet. Hans forskning är huvudsakligen inriktad på arbetsmarknadsfrågor, främst frågor kring lönestruktur och arbetslöshet. För närvarande arbetar han bland annat med ett projekt om lönepolitik, strukturomvandling och rörlighet på den svenska arbetsmarknaden sedan 1960. Han har tillsammans med medförfattare utarbetat läroboken Arbetsmarknaden.

LENA G

RANQVIST

är forskare i nationalekonomi vid Institutet för social forskning vid Stockholms universitet. Hennes huvudsakliga forskningsområden gäller studier av effekter av att utvidga lönemåttet med icke-kontanta anställningsförmåner (fringe benefits), skillnader i ersättningen för arbete mellan män och kvinnor jämte studier av skillnader i karriärrörlighet mellan män och kvinnor. Hon har bl.a. skrivit artikeln ”Fringe benefits and gender gaps: the Finnish case” som ingår i den

302 kommande volymen Women´s Work and Wages (red. Inga Persson & Christina Jonung).

I karriärstudierna arbetar hon tillsammans med Helena Persson, också hon forskare vid SOFI.

CARL LE G

RAND

är docent i sociologi och verksam vid Sociologiska institutionen vid Stockholms universitet. Hans övergripande forskningsinriktning är social skiktning och ojämlikhet i arbetslivet, speciellt med inriktning på löneskillnader och lönestruktur. Han är bl.a. medredaktör till boken Sveriges arbetsplatser. För närvarande sysslar han med jämförande studier av kvinnors arbete i Japan och Sverige.

MIA H

ULTIN

är doktorand i sociologi vid Stockholms universitet och verksam inom Levnadsnivåprojektet vid Institutet för social forskning. Hennes forskningsområde berör i huvudsak frågor som kvinnors och mäns chanser och belöningar på arbetsmarknaden. Hon har även studerat kvinnors och mäns arbetstillfredsställelse (Arbetsmarknad &

Arbetsliv, årg. 2, nr 4, 1996).

ÅSA L

ÖFSTRÖM

är FD och universitetslektor vid Institutionen för nationalekonomi vid Umeå universitet. Hennes forskning är främst fokuserad på temat kvinnors arbetsmarknad, huvudsakligen frågor rörande kvinnors löner och lönevillkor. Bland hennes publikationer kan nämnas Kvinnelön-

nas mysterier – myter og fakta om lönnsdannelsen och Från kvinnolön till likalön – från kunskap till handling (redaktör för båda

böckerna tillsammans med Jorun Wiik), och Lönepolitik och kvinnors

löner (red.).

EVA M. MEYERSON & TROND P

ETERSEN

Meyerson är FD och verksam vid Industriens Utredningsinstitut och Företagsekonomiska institutionen vid Stockholms universitet. Petersen är professor och verksam vid Institutet for Sosiologi, Universitet i Oslo och vid W. Haas Business School, University of California, Berkeley. Författarna har tidigare skrivit tillsammans inom området lön, kön och produktivitet. Bland annat har följande uppsatser färdigställts under 1997: ”The Within-Job Gender Wage Gap, The case of Sweden”, working paper No 470, 1997 och ”Are Female Workers Less Productive Than Male Workers? Productivity

and the Gender Wage Gap”, uppsats IUI 1997. Författarna arbetar för närvarande inom forskningsprogrammet Lön, kön, produktivitet och risk.

INGA P

ERSSON

är professor i nationalekonomi, särskilt kvinnoforskning, vid Lunds universitet. Hon tillhörde ledningsgruppen för den svenska maktutredningen 1985–1990. Hennes forskning har varit inriktad mot arbetslöshet, arbetsmarknadspolitik, den svenska välfärdsstaten samt kvinnors ställning i ekonomin och hon har bl.a. publicerat Generating

Equality in the Welfare State – the Swedish Experience (1990) och Svenska kvinnor möter Europa (1992). Tillsammnas med Christina

Jonung har hon nyligen redigerat Economics of the Family and

Family Policies och Women´s Work and Wages.

K

ATARINA

R

ICHARDSON

disputerade vid Institutet för social forskning vid Stockholms universitet i juni 1997. Avhandlingen, Essays on Family and Labor

Economics, rör frågor inom familje- och arbetsmarknadsekonomi och

gränslandet däremellan. Hon arbetar nu på Finansdepartementet med arbetsmarknadsfrågor.

M

ARIANNE

S

UNDSTRÖM

är docent i nationalekonomi och verksam vid demografiska avdelningen, Stockholms universitet. Hennes forskning är inriktad på kvinnors och mäns arbetsmarknadsdeltagande och löner. Hon är särskilt intresserad av hur familjepolitik och andra faktorer påverkar kvinnors och mäns yrkesarbete, familjebildning och löner. Sundström har bl.a. skrivit A study in the growth of part-time work in Sweden (1987) och publicerat artiklar i Journal of Population Economics och

Journal of Economic Issues. Hon planerar en studie av samvariatio-

nen i utbildning och andra karaktäristika hos män och kvinnor som gifter sig med varandra och hur denna samvariation förändrats över tiden.

LARS S

VENSSON

är FD och universitetslektor i ekonomisk historia vid Lunds universitet. Hans forskning är inriktad på svensk arbetsmarknad i ett långsiktigt perspektiv. Särskilt intresse har han därvid ägnat dels kvinnors arbete och löner, dels förhållandet mellan strukturell förändring, löner och lönepolitik. Dessa båda områden behandlas i

304 boken Closing the Gender Gap – Determinants of Change in the

Female-to-Male Blue Collar Wage Ratio in Swedish Manufadturing 1913–1990. För närvarande arbetar han med en bok om kvinnors

förhållanden på svensk arbetsmarknad under 1900-talet.

RYSZARD S

ZULKIN

är docent i sociologi vid Sociologiska institutionen, Stockholms universitet. Hans forskningsområde är i huvudsak organisations- och arbetssociologi och den forskning han bedriver är koncentrerad kring frågor rörande sociala strukturers inverkan på individers arbetsbelöningar och arbetsförhållanden. Han är bland annat medredaktör för boken Sveriges arbetsplatser.

ANNA T

HOURSIE

är doktorand i nationalekonomi vid Institutet för social forskning, Stockholms universitet, och arbetar med en avhandling om persistensproblem (problem med trögrörlighet) i arbetslöshet. Hon har också vissa uppdrag relaterade till arbetsmarknadsforskning från EUkommissionen (bl.a. var hon medförfattare till rapporten Labour

Market Studies – Sweden (1996)). Tidigare har hon arbetat på

Finansdepartementet och Sveriges Riksbank. För närvarande arbetar Anna Thoursie med sista delen av si