próba wyjaśnienia regionalnego zróżnicowania międzypłciowej luki
TRANSCRIPT
Studia Regionalne i LokalneNr 3(49)/2012
ISSN 1509–4995
Tymon Słoczyński*
próba wyjaśnienia regiOnalnegO zróżnicOwania międzypłciOwej luki płacOwej w pOlsce
Wartykuleopisanoregionalnezróżnicowaniemiędzypłciowej lukipłacowejwPolsce,któraokazujesięszczególniedużawwojewództwieśląskim(ok.25,44%).Zaproponowanokilkawyjaś-nieńtegozjawiska.Popierwsze,dyskryminacjapłacowakobietjestnajprawdopodobniejszczegól-niesilnawtymregionie.Podrugie,wwojewództwieśląskimmężczyźnisągeneralniezatrudnianiwwiększychmiejscachpracyniżkobiety.Potrzecie,rozkładkobietmiędzyposzczególnezawodyi sekcjegospodarkinarodowej jest tamszczególnieniekorzystnydla ich relatywnychwynagro-dzeń.Poczwarte,równieżstrukturapremiizawykonywanieposzczególnychzawodówpozostajewwojewództwie śląskim niekorzystna dla kobiet, tj. sfeminizowane zawody oferują na Śląskuszczególnieniskierelatywnewynagrodzenia.
Słowakluczowe:lukapłacowa,dyskryminacjapłacowa,metodydekompozycyjne.
Wniniejszymartykulepodjętopróbęopisuorazwyjaśnienianieanalizowa-negodotychczasprzezpolskichbadaczyzjawiska, jakim jest regionalnezróż-nicowaniemiędzypłciowej luki płacowejwPolsce.Do tego celuwykorzysta-no standardowemetody ekonometryczne skonstruowane zmyślą o badaniachnaddyskryminacjąpłacowąoraz jejzróżnicowaniemwczasie lubprzestrzeni,tj. dekompozycjęOaxaki-Blindera (zob.Blinder1973;Oaxaca1973)orazde-kompozycjęJuhn-Murphy’ego-Pierce’a(JMP;zob.Juhn,Murphy,Pierce1991),a niezbędnych oszacowań dokonano na podstawie danych indywidualnychzBadaniaStrukturyWynagrodzeń(BSW)GUS,przeprowadzonegowpaździer-niku2008roku.PrzyczynyzróżnicowaniawynagrodzeńkobietimężczyznwPolscesąprob-
lemembadawczympodejmowanymcorazczęściejwostatnichdwóchdekadach.O ile opublikowane w języku polskim prace o poważnym komponencie teo-retycznym są jednak stosunkowonieliczne (zob.m.in.Reszke1991;Dijkstra,Plantenga2003;Kalinowska-Nawrotek2005),otyleempiryczneanalizyzróżni-cowaniawynagrodzeńkobietimężczyznnapolskimrynkupracybyłyrelatyw-nieczęstewliteraturzezagranicznejnaprzełomiewieków(zob.m.in.Brainerd2000;Pailhé2000;Newell,Reilly2001;Adamchik,Bedi2003;Grajek2003),abynastępniezyskaćnapopularnościrównieżwliteraturzekrajowej(zob.m.in.
* KatedraEkonomiiI,KolegiumAnalizEkonomicznych,SzkołaGłównaHandlowawWar-szawie,ul.Madalińskiego6/8,pok.228,02-513Warszawa;e-mail:[email protected]ąprojektu„Weźstypendium–dlarozwoju”realizowanegoprzezSGHnarzeczdoktorantekidoktorantówiwspółfinansowanegoześrodkówUniiEuropejskiejwramachEuro-pejskiegoFunduszuSpołecznego.
TYMONSŁOCZYńSKI66
Kot, Podolec,Ulman 1999;Kalinowska-Nawrotek 2005; Łatuszyński,Woźny2008; Magda, Szydłowski 2008; Matysiak, Słoczyński, Baranowska 2010;Rokicka,Ruzik2010).Niemniej spośródwymienionychwyżejpracopubliko-wanychwPolscewyłączniebadaniaMagdyiSzydłowskiego(2008),Matysiak,Słoczyńskiego iBaranowskiej (2010)orazRokickiej iRuzik(2010)wykorzy-stywały standardowe dla tej literatury metody dekompozycyjne oraz zostałyopartenadanychindywidualnychzpodstawowychbadańspołecznychwPolsce.WżadnejzcytowanychpracniepodjętoponadtopróbyopisulubwyjaśnieniaregionalnegozróżnicowaniamiędzypłciowejlukipłacowejwPolsce.Wkolejnychczęściachniniejszegoartykułuwykorzystanonajpierwdekom-
pozycję Oaxaki-Blindera do zbadania przyczyn zróżnicowania przeciętnychwynagrodzeńmiesięcznychkobietimężczyznw2008r.(zarównonaszczebluogólnokrajowym, jak i w każdym z 16województw). Stwierdziwszy, że naj-większamiędzypłciowalukapłacowacharakteryzowaław2008r.rynekpracywwojewództwieśląskim(ok.25,44%),posłużonosięnastępniedekompozycjąJMPdozbadaniaprzyczynzróżnicowaniamiędzypłciowejlukipłacowejwtymregionieorazwkażdymzpozostałych15województw.
Zróżnicowanie przeciętnych wynagrodzeń kobiet i mężczyzn w Polsce w 2008 r.
DekompozycjaOaxaki-Blindera
Gdycelemnaszegobadaniajeststwierdzenieprzyczynzróżnicowaniaprze-ciętnych wynagrodzeń kobiet i mężczyzn, to dogodnym punktem wyjścia dotakiej analizymoże być zdefiniowaniemiędzypłciowej luki płacowej (gender wage gap) jako procentowej różnicy między przeciętnymi wynagrodzeniamiobu płci. Jeśli Yi oznacza logarytm naturalny wynagrodzenia otrzymywane-goprzezjednostkęi (i =1,…,N)orazMijestzmiennązero-jedynkowąprzyj-mującąwartość1,gdy i jestmężczyzną,orazwartość0,gdy i jestkobietą, tozewzoruTayloraorazwłasności funkcji logarytmicznejwynika,żewyrażenieE[Yi | Mi=1]–E[Yi | Mi=0] jestwprzybliżeniu równemiędzypłciowej lucepłacowej1.DekompozycjaOaxaki-Blindera (zob.Blinder 1973;Oaxaca 1973)jest pionierskąmetodą ekonometryczną, która pozwala zapisać tak rozumianąmiędzypłciowąlukępłacowąjakosumędwóchskładników,tzw.składnikawy-jaśnionego,określającegostopień,wjakimmiędzypłciowalukapłacowawynikaz faktu zróżnicowania przeciętnychwartości poszczególnych determinantwy-sokościwynagrodzeniawpopulacji kobiet imężczyzn (tj. z faktu, żekobietyimężczyźnisą,przeciętnierzeczbiorąc,„różni”),oraztzw.składnikaniewyja-
1 Takie przybliżenie będzie, oczywiście, tymgorsze, imwiększa jestmiędzypłciowa lukapłacowa.Mającnacelu jasnośćwywodu,wartykuleopisano jednakuzyskanewynikiw takisposób,jakbymiędzypłciowalukapłacowafaktyczniebyłamierzonawprocentach,ajejskład-niki–wpunktachprocentowych.Wprawdziestosowanietakiegouproszczenianiepowinnomiećwiększegowpływunainterpretacjęuzyskanychwyników,lecznależyjemiećnauwadzeitrak-towaćwynikijakoprzybliżone.
PRóBAWYJAŚNIENIAREGIONALNEGOZRóŻNICOWANIA… 67
śnionego,grupującego łącznywpływewentualnejdyskryminacji płacowejko-bietorazzróżnicowaniaprzeciętnychwartościnieobserwowalnychdeterminantwysokościwynagrodzeniawpopulacjikobietimężczyzn.Jeślibowiemwyznaczymyodrębnedlakobietimężczyznparametryregresji
liniowejYzewzględunawektorzmiennychobjaśniającychX,czyli
Yi=Xi ß1 + ε1i dla Mi =1,Yi=Xi ß0 + ε0i dla Mi =0,
gdzieε1iiε0isąskładnikamilosowymiorazE[ε1i | Xi]=E[ε0i | Xi]=0,towówczasmiędzypłciowąlukępłacowąbędziemymoglizapisaćwnastępującysposób:
( ) ( )
1 0
1 0 1 1
1 0 1
E 1 E 0 E 1 E 0
E 1 E 0 E 0 E 0
E 0 E 1 E 0
i i i i i i i i
i i i i i i i i
i i i i i i
Y M Y M X M X M
X M X M X M X M
X M X M X M
β β
β β β β
β β β
= − = = = − = = = − = + = − =
= = − + = − =
=
=
Zgodnie z powyższym równaniemmiędzypłciową lukę płacowąmożna za-pisaćjakosumędwóchskładników2.Pierwszyznich,E[Xi | Mi =0](ß1 – ß0),totzw. składnikniewyjaśniony.Mierzyonodległośćmiędzy regresjami liniowy-miY w populacji kobiet imężczyzn (ß1 – ß0)w punkciewyznaczonym przezprzeciętne wartości poszczególnych determinant wysokości wynagrodzeniawpopulacjikobiet (E[Xi | Mi =0]). Innymisłowy, składnikniewyjaśnionypo-zwalanazmierzenieróżnicymiędzyoczekiwanymilogarytmamiwynagrodzeniakobiety imężczyzny o cechach odpowiadających hipotetycznej, „przeciętnej”kobiecie. Dlatego składnik niewyjaśniony jest często utożsamiany z efektemdyskryminacjipłacowejkobiet,chociażtakajegointerpretacjabywanierzadkokrytykowana, ponieważ składnik ten obejmuje równieżwpływ zróżnicowaniaprzeciętnychwartościnieobserwowalnychdeterminantwysokościwynagrodze-niawpopulacjikobiet imężczyzn(zob.m.in.Weichselbaumer,Winter-Ebmer2006).Drugi ze składników, (E[Xi | Mi =1]–E[Xi | Mi =0])ß1, tozkolei tzw.składnikwyjaśniony.Mierzyonwpływzróżnicowaniaprzeciętnychwartościob-serwowalnychdeterminantwysokościwynagrodzeniawpopulacjikobietimęż-czyzn (E[Xi | Mi =1] –E[Xi | Mi =0]) nawysokość tegowynagrodzenia, przyczymwykorzystujedotegoceluregresjęliniowąYwpopulacjimężczyzn(ß1).Możliwejestponadtorozbicietegoskładnikamiędzypłciowejlukipłacowejnaszeregmniejszych składników, z których każdymierzywpływ zróżnicowania
2 MożliwesąrównieżniecoinnesposobyzapisuobuskładnikówdekompozycjiOaxaki-Blin-dera(zob.m.in.Blinder1973;Oaxaca1973;Reimers1983;Cotton1988;Neumark1988;Oaxaca,Ransom1994;Fortin2008;Słoczyński2011),które–mającnacelujasnośćwywodu–pominiętowniniejszymartykule.Wartoponadtopodkreślić,żewostatnichlatachdokonanoreinterpretacjidekompozycjiOaxaki-Blinderawduchuekonometriiefektówoddziaływania(zob.m.in.Barsky,Bound,Charles,Lupton2002;Kline2011;Słoczyński2011).Gdybyprzyjąćtakąinterpretacjętejmetody,tostosowanawniniejszymartykulewersjadekompozycjiOaxaki-Blinderapozwalanaoszacowanieprzeciętnegowpływupłcinawynagrodzeniakobiet.Możnarównież,oczywiście,oszacowaćprzeciętnywpływpłcinawynagrodzeniamężczyznlubwszystkichjednostekwpo-pulacji(zob.Słoczyński2011).
TYMONSŁOCZYńSKI68
przeciętnychwartościpojedynczejzmiennej(np.stażupracy,wykształceniaitp.)nawielkośćluki.Interpretacja poszczególnych składników międzypłciowej luki płacowej,
wyznaczonych poprzez dekompozycję Oaxaki-Blindera, nie jest szczególnieskomplikowana. Jeżeli składnik niewyjaśniony międzypłciowej luki płacowejjestdodatni(ujemny)wsposóbstatystycznieistotny,tobrakpodstawdoodrzu-ceniahipotezyodyskryminacjipłacowejkobiet(mężczyzn)lubzróżnicowaniuprzeciętnychwartościnieobserwowalnychdeterminantwysokościwynagrodze-niawpopulacjikobietimężczyznwsposóbfaworyzującymężczyzn(kobiety).Gdybydyskryminacjapłacowaustałaorazprzeciętnewartościnieobserwowal-nychdeterminantwysokościwynagrodzeniawpopulacjikobietimężczyznsięzrównały,tomiędzypłciowalukapłacowazmniejszyłabysięowartośćskładnikaniewyjaśnionego.Jeżelinatomiastczęśćskładnikawyjaśnionegomiędzypłciowejlukipłacowejodpowiadającapewnejzmiennejjestdodatnia(ujemna)wsposóbstatystycznieistotny,tobrakjestpodstawdoodrzuceniahipotezyotym,żealbodanazmiennawpływadodatnio(ujemnie)nawynagrodzeniaimężczyźnimająprzeciętniewiększezasobytejzmiennejniżkobiety,albodanazmiennawpływaujemnie(dodatnio)nawynagrodzeniaimężczyźnimająprzeciętniemniejszeza-sobytejzmiennejniżkobiety.Gdybyprzeciętnewartościdanejzmiennejwpo-pulacjikobietimężczyznsięzrównały,tomiędzypłciowalukapłacowazmniej-szyłabysięowartośćodpowiedniejczęściskładnikawyjaśnionego.Wobectegododatnia(ujemna)wartośćdanejczęściskładnikawyjaśnionegoodpowiadasytu-acji,wktórejrelatywnewynagrodzeniemężczyzn(kobiet)rośniewskutekbrakurównościprzeciętnychwartościodpowiedniejzmiennej.
Międzypłciowalukapłacowanaszczebluogólnokrajowym
Tabela 1 przedstawia wyniki dekompozycji międzypłciowej luki płacowejwPolscew2008r.WszystkieobliczeniazostałydokonanenapodstawiedanychindywidualnychzBSWGUS3,przyczymoszacowanodwaoddzielnemodele(1)i(2),różniącesięwyłącznieuwzględnieniemczasupracyjakozmiennejob-jaśniającejwmodelu(1)inieuwzględnieniemtejzmiennejwmodelu(2).Oileuwzględnienietejzmiennejwmodelutegotypumożewydawaćsięoczywiste,o tyle należy pamiętać, że respondentami w BSW GUS są przedsiębiorstwa(iinnemiejscapracy,np.szkoły),należysięzatemspodziewać,żeraportowanyczaspracyniebędzieuwzględniałczasuprzepracowanegopozamiejscempra-cy, comożeznaczącozaniżać raportowanyczaspracynauczycieli (zob.m.in.Magda, Szydłowski 2008). Dlatego zdecydowano się na oszacowanie dwóchoddzielnychmodeli, copozwalaokreślićwrażliwośćuzyskanychwynikównauwzględnienietejzmiennej.
3 OileodrębnedlakobietimężczyznparametryregresjiliniowejYmożnawyznaczyćmetodąnajmniejszychkwadratów,otyledalszeobliczeniawykonanozapomocąspecjalnegopoleceniaoaxaca,rozszerzającegomożliwościprogramuStata(Jann2008).
PRóBAWYJAŚNIENIAREGIONALNEGOZRóŻNICOWANIA… 69
Tab. 1. Determinanty zróżnicowania przeciętnych wynagrodzeń miesięcznych kobiet i mężczyzn w Polsce w 2008 r.
(1) (2)
Międzypłciowa luka płacowa 0,1490 *** 0,1490 ***
(0,0062) (0,0062)
Składnik niewyjaśniony 0,1361 *** 0,1526 ***
(0,0040) (0,0042)
Składnik wyjaśniony, w tym: 0,0130 ** –0,0035
(0,0053) (0,0054)
– czas pracy 0,0709 ***
(0,0027)
– wielkość miejsca pracy –0,0012 –0,0014
(0,0017) (0,0019)
– staż pracy 0,0061 *** 0,0064 ***
(0,0011) (0,0012)
– wiek 0,0002 0,0002
(0,0003) (0,0003)
– sektor zatrudnienia –0,0201 *** –0,0176 ***
(0,0032) (0,0033)
– poziom wykształcenia –0,0648 *** –0,0626 ***
(0,0022) (0,0022)
– zawód –0,0324 *** –0,0201 ***
(0,0034) (0,0033)
– sekcja zatrudnienia 0,0544 *** 0,0916 ***
(0,0046) (0,0051)
– województwo zatrudnienia 0,0000 –0,0001
(0,0011) (0,0011)
Źródło: obliczenia własne na podstawie danych BSW GUS.
Uwagi: ***, ** i * oznaczają, odpowiednio, poziom istotności 1%, 5% i 10%. W nawiasach przedstawiono błędy standardowe odporne na występowanie korelacji wewnątrzgrupowej (cluster-robust standard errors). Zmienną objaśnianą w modelach stanowiących podstawę obu prezentowanych dekompozycji jest logarytm miesięcznej płacy. Elementy „poziom wykształcenia”, „zawód”, „sekcja zatrudnienia” i „województwo zatrudnienia” grupują łączny wpływ zestawu zmiennych zerojedynkowych określających poziom wykształcenia, wykonywany zawód, sekcję zatrudnienia (PKD 2004) oraz województwo zatrudnienia. Obliczenia wykonano przy wykorzystaniu dekompozycji OaxakiBlindera.
Pomijającczaspracy,obaoszacowanemodele,(1)i(2),uzależniająlogarytmmiesięcznego wynagrodzenia od liczby osób pracujących w danej jednostce(„wielkośćmiejscapracy”)orazsektorawłasności(publicznylubprywatny),sta-żu pracy ogółem iwieku danego pracownika, poziomuwykształcenia danego
TYMONSŁOCZYńSKI70
pracownika4 orazwykonywanego przezeń zawodu5, a takżewojewództwa za-trudnieniapracownika6orazjegosekcjizatrudnieniawedługPolskiejKlasyfikacjiDziałalności20047.Międzypłciowa lukawpłacymiesięcznejnaszczebluogólnokrajowymwy-
niosław2008r.ok.14,90%.Bardzoniewielkąjejczęśćmożnawyjaśnićfaktemzróżnicowania przeciętnych wartości obserwowalnych determinant wysokościwynagrodzeniawpopulacjikobietimężczyzn.Składnikniewyjaśniony–częstointerpretowanyjakoefektdyskryminacji–jestbowiemrównyok.13,61pktproc.wmodeluzczasempracyorazok.15,26pktproc.wmodelubezczasupracy,copozostawiawartośćskładnikawyjaśnionegorównązaledwieok.1,30pktproc.wpierwszymmodeluorazok.–0,35pktproc.wdrugimmodelu.Wyniktennale-żyinterpretowaćwtensposób,żegdybyowysokościmiesięcznegowynagrodze-niadecydowaływyłącznieczynnikiuwzględnionewoszacowanychmodelach,towwarunkachbrakudyskryminacjipłacowejkobietypowinnyotrzymywać,prze-ciętnierzeczbiorąc,wynagrodzeniamiesięczneniższeodmężczyznook.1,30%lubwyższeodmężczyznook.0,35%.Takie„sprawiedliwe”zróżnicowaniewy-nagrodzeńkobietimężczyznjest,coznamienne,znacząconiższeodfaktycznegozróżnicowaniatychpłac.Dalszadekompozycjaskładnikawyjaśnionegomiędzypłciowejlukipłacowej,
równieżprzedstawionawtabeli1,pozwalanawskazanienajważniejszychczyn-ników – poza prawdopodobną dyskryminacją płacową kobiet – decydującychowielkościtejluki.Popierwsze,czaspracykobietjestkrótszy,przeciętnierzeczbiorąc,odczasupracymężczyzn.Zróżnicowanieczasupracyobupłcimaistotnywpływnawielkośćmiędzypłciowej luki płacowej.Odpowiednie oszacowaniewmodelu(1)wskazuje,żegdybykobietypracowałyśredniotylesamo,comęż-czyźni,tomiędzypłciowalukapłacowazmniejszyłabysięook.7,09pktproc.,awięcprawieopołowę.Wyniktennależyjednaktraktowaćzostrożnością,po-nieważ–jakjużzaznaczonopowyżej–możliwejestpewnezaniżenieprzecięt-nego czasupracyw silnie sfeminizowanymzawodzienauczyciela.Gdyby takfaktyczniebyło,topowyższywynikbyłbyobciążonywgórę.Podrugie,istotnąstatystycznie(choćniewielką)częśćmiędzypłciowejlukipłacowejmożnatakże
4 Poziomwykształceniapracownika jest reprezentowanyprzez siedemzmiennychzero-je-dynkowych:wykształceniewyższeze stopniemnaukowymconajmniejdoktoraoraz tytułemmagistra,lekarzalubrównorzędnym;wykształceniewyższeztytułeminżyniera,licencjata,dyp-lomowanegoekonomisty lub równorzędnym;wykształceniepolicealne;wykształcenie średniezawodowe;wykształcenieśrednieogólnokształcące;wykształceniezasadniczezawodowe;wy-kształceniegimnazjalne,podstawoweiniepełnepodstawowe.
5 Zawódwykonywanyprzezpracownikajestreprezentowanyprzezdziewięćzmiennychze-ro-jedynkowych,przyczymkażdaodpowiadainnejpierwszejcyfrzesymboluzawoduwykony-wanego(wedługklasyfikacjizawodówispecjalnościwprowadzonejodpowiednimirozporządze-niamiMinistraGospodarkiiPracyorazMinistraPracyiPolitykiSpołecznej).
6 Województwozatrudnieniapracownika jest reprezentowaneprzez16zmiennychzero-je-dynkowych.
7 Sekcja zatrudnienia pracownika jest reprezentowana przez 14 zmiennych zero-jedynko-wych, odpowiadających poszczególnym sekcjom według Polskiej Klasyfikacji Działalności2004,przyczymzewzględunaniewielkąliczbęobserwacjiwsekcjiB(rybactwo)połączonotęsekcjęzsekcjąA(rolnictwo,łowiectwoileśnictwo).
PRóBAWYJAŚNIENIAREGIONALNEGOZRóŻNICOWANIA… 71
wyjaśnićprzeciętniekrótszymstażempracyogółemkobiet.Gdyby stażpracyogółemkobietimężczyznsięzrównał,tomiędzypłciowalukapłacowazmniej-szyłabysięook.0,61–0,64pktproc.(wzależnościodmodelu).Potrzecie,ko-bietyrelatywniezyskująnaswoimczęstszymzatrudnieniuwsektorzepublicz-nym,którywostatnichlatachumożliwia,ceteris paribus,uzyskiwaniewyższychpłacwporównaniudosektoraprywatnego(zob.m.in.Magda,Szydłowski2008).Gdybyrozkładkobietimężczyznmiędzyobasektorybyłjednakowy,tomiędzy-płciowalukapłacowawzrosłabyook.1,76–2,01pktproc.Poczwarte,kobietyzyskujątakżenatym,żemają,przeciętnierzeczbiorąc,wyższewykształcenieaniżeli mężczyźni. Gdyby wykształcenie kobiet i mężczyzn było, przeciętnierzecz biorąc, identyczne, to międzypłciowa luka płacowa byłaby większa ażook.6,26–6,48pktproc.niżw rzeczywistości.Faktwyższegowykształceniakobietrównoważywięcprawiewcałościfaktichkrótszegoczasupracy.Popią-te,kobietyrelatywniezyskują,cozaskakujące,nawykonywaniulepiejpłatnychzawodóworazrelatywnietracą,coznaczniemniejzaskakujące,nazatrudnieniuwgorzejpłatnychsekcjachgospodarkinarodowej.Gdybyrozkładkobietimęż-czyznmiędzyposzczególnezawodybyłjednakowy,tomiędzypłciowalukapła-cowawzrosłabyook.2,01–3,24pktproc.Gdybynatomiastwyrównałsięrozkładobupłcimiędzyposzczególnesekcjegospodarkinarodowej,tomiędzypłciowalukapłacowazmniejszyłabysięook.5,44–9,16pktproc.Wartowięcpodkreślić,że–zgodniezintuicją–efektnettojednoczesnegozróżnicowaniarozkładuko-bietimężczyznmiędzyzawodyorazsekcjegospodarkinarodowejjestistotnieniekorzystnydlakobietiwpływanazwiększeniemiędzypłciowejlukipłacowej.Należyteżzwrócićuwagęnato,żezróżnicowanie:przeciętnejwielkościmiejscpracy zatrudniających kobiety i mężczyzn, przeciętnegowieku zatrudnionychkobiet imężczyznorazrozkładukobiet imężczyznmiędzywojewództwa,niejestwystarczającosilne,abyistotniewpływaćnawielkośćmiędzypłciowejlukipłacowej.Wartoponadtozwrócićuwagęnaróżnicewinterpretacjiwynikówuzyskanych
nagrunciemodeli(1)i(2).Uwzględnieniebądźnieuwzględnienieczasupracyjakozmiennejobjaśniającejwysokośćmiesięcznegowynagrodzenianiewpłynę-łoznacząconawielkośćwiększościelementówskładnikawyjaśnionegomiędzy-płciowejlukipłacowej.Jedynymiwyjątkamiodtejregułysąelementyodpowia-dającewykonywanemu zawodowi oraz sekcji zatrudnienia. Nieuwzględnienieczasupracywmodelu(2)prowadzidoznacznegoobciążeniawgóręoszacowańtychelementów.Świadczytorównieżotym,żeczaspracyjestskorelowany,ce-teris paribus,przedewszystkimzwykonywanymzawodemisekcjązatrudnienia,aniezpozostałymizmiennymiuwzględnionymiwmodelu.Możetoczęściowopotwierdzaćprzedstawionewyżejzastrzeżeniazwiązanezraportowaniemczasupracynauczycieli.
Międzypłciowalukapłacowanaszczebluregionalnym
Abyzrealizowaćpodstawowycelniniejszegoartykułu,jakimjestopisorazwy-jaśnienieregionalnegozróżnicowaniamiędzypłciowejlukipłacowejwPolsce,na
TYMONSŁOCZYńSKI72
rycinie1ukazanowielkośćtejlukiwposzczególnychwojewództwachw2008r.,podczas gdy w tabeli 2 przedstawiono wyniki dekompozycji międzypłciowejlukipłacowejdlakażdegoz16województw.Inaczejniżwewcześniejszejczę-ściopracowaniadlakażdegowojewództwaprzedstawionooszacowaniawyłącz-niejednegomodelu,charakteryzującegosięuwzględnieniemczasupracywśródzmiennychobjaśniającychwysokośćmiesięcznegowynagrodzenia8.
19,8–25,5 (2)14,5–19,8 (6)12,3–14,5 (3) 5,9–12,3 (5)
Ryc. 1. Międzypłciowa luka płacowa w polskich województwach w 2008 r. (w %)
Źródło: obliczenia własne na podstawie danych BSW GUS.
Rycina1oraztabela2wskazują,żewśród16polskichwojewództwnajwiększąmiędzypłciowąlukąwpłacymiesięcznejcharakteryzowałosięw2008r.woje-wództwośląskie(ok.25,44%).Międzypłciowalukapłacowabyłatakżewyjątko-wodużawwojewództwach:dolnośląskim(ok.19,85%),pomorskim(ok.15,75%)orazopolskim(ok.15,54%).Najmniejsząmiędzypłciowąlukąpłacowącecho-wało się z kolei w 2008 r. województwo warmińsko-mazurskie (ok. 5,91%).Międzypłciowa lukapłacowabyła także szczególniemaławwojewództwach:podkarpackim(ok.6,06%),lubelskim(ok.6,53%),podlaskim(ok.6,70%)orazświętokrzyskim(ok.7,68%).
8 Oszacowaniamodelu nieuwzględniającego czasu pracywśród zmiennych objaśniającychwysokośćmiesięcznegowynagrodzeniamożnauzyskaćodautoradrogąe-mailową([email protected]).
PRóBAWYJAŚNIENIAREGIONALNEGOZRóŻNICOWANIA… 73Ta
b. 2
. Det
erm
inan
ty z
różn
icow
ania
prz
ecię
tnyc
h w
ynag
rodz
eń m
iesi
ęczn
ych
kobi
et i
męż
czyz
n w
Pol
sce
w 2
008
r. w
pod
zial
e na
woj
ewód
ztw
a
Woj
ewód
ztw
oD
olno
śląs
kie
Kuj
awsk
opo
mor
skie
Lube
lski
eLu
busk
ieŁó
dzki
eM
ałop
olsk
ieM
azow
ieck
ieO
pols
kie
Mię
dzyp
łcio
wa
luka
pła
cow
a0,
1985
***
0,12
31 *
**0,
0653
***
0,15
16 *
**0,
1270
***
0,15
05 *
**0,
1351
***
0,15
54 *
**
(0,0
203)
(0,0
186)
(0,0
243)
(0,0
290)
(0,0
263)
(0,0
205)
(0,0
146)
(0,0
259)
Skł
adni
k ni
ewyj
aśni
ony
0,13
82 *
**0,
1196
***
0,09
19 *
**0,
1514
***
0,11
43 *
**0,
1362
***
0,14
99 *
**0,
1391
***
(0,0
117)
(0,0
162)
(0,0
110)
(0,0
202)
(0,0
134)
(0,0
127)
(0,0
095)
(0,0
205)
Skł
adni
k w
yjaś
nion
y, w
tym
:0,
0602
***
0,00
35–0
,026
60,
0002
0,01
260,
0143
–0,0
148
0,01
62
(0
,018
4)(0
,015
5)(0
,022
9)(0
,021
5)(0
,023
9)(0
,016
1)(0
,013
2)(0
,025
7)
– cz
as p
racy
0,06
13 *
**0,
0477
***
0,04
27 *
**0,
0757
***
0,06
11 *
**0,
0800
***
0,06
44 *
**0,
0763
***
(0,0
071)
(0,0
071)
(0,0
079)
(0,0
134)
(0,0
075)
(0,0
104)
(0,0
050)
(0,0
108)
– w
ielk
ość
mie
jsca
pra
cy–0
,006
00,
0086
0,01
04–0
,001
6–0
,001
5–0
,002
70,
0000
0,00
15
(0,0
064)
(0,0
060)
(0,0
078)
(0,0
037)
(0,0
109)
(0,0
042)
(0,0
003)
(0,0
065)
– st
aż p
racy
0,01
28 *
**0,
0144
***
–0,0
060
0,00
450,
0057
0,00
08–0
,001
20,
0151
***
(0,0
045)
(0,0
039)
(0,0
043)
(0,0
050)
(0,0
055)
(0,0
047)
(0,0
019)
(0,0
057)
– w
iek
–0,0
010
–0,0
016
0,00
090,
0017
–0,0
011
0,00
140,
0000
–0,0
028
(0,0
015)
(0,0
012)
(0,0
010)
(0,0
024)
(0,0
015)
(0,0
010)
(0,0
001)
(0,0
018)
– se
ktor
zat
rudn
ieni
a–0
,017
7 **
–0,0
080
–0,0
074
–0,0
336
**–0
,025
8 **
*–0
,036
6 **
*0
,005
3–0
,015
5
(0,0
082)
(0,0
106)
(0,0
103)
(0,0
141)
(0,0
089)
(0,0
103)
(0,0
072)
(0,0
154)
– po
ziom
wyk
szta
łcen
ia–0
,045
9 **
*–0
,079
7 **
*–0
,067
4 **
*–0
,057
6 **
*–0
,061
6 **
*–0
,059
2 **
*–0
,059
5 **
*–0
,060
4 **
*
(0,0
060)
(0,0
086)
(0,0
073)
(0,0
110)
(0,0
080)
(0,0
080)
(0,0
056)
(0,0
099)
– za
wód
–0,0
191
*–0
,021
50
,046
2 **
*–0
,010
1–0
,032
6 **
–0,0
280
**–0
,038
9 **
*–0
,031
8
(0,0
108)
(0,0
133)
(0,0
121)
(0,0
158)
(0,0
139)
(0,0
115)
(0,0
093)
(0,0
195)
– se
kcja
zat
rudn
ieni
a0,
0758
***
0,04
37 *
*0,
0464
**
0,02
130,
0684
***
0,05
84 *
**0,
0258
***
0,03
37
(0
,015
7)(0
,017
1)(0
,020
0)(0
,021
4)(0
,014
4)(0
,014
4)(0
,009
9)(0
,026
0)
TYMONSŁOCZYńSKI74
Woj
ewód
ztw
oP
odka
rpac
kie
Pod
lask
ieP
omor
skie
Ślą
skie
Św
ięto
kr
zysk
ieW
arm
ińsk
om
azur
skie
Wie
lkop
olsk
ieZa
chod
nio
pom
orsk
ie
Mię
dzyp
łcio
wa
luka
pła
cow
a0,
0606
***
0,06
70 *
**0,
1575
***
0,25
44 *
**0,
0768
***
0,05
91 *
*0,
1499
***
0,14
59 *
**
(0,0
225)
(0,0
248)
(0,0
191)
(0,0
210)
(0,0
268)
(0,0
241)
(0,0
183)
(0,0
249)
Skł
adni
k ni
ewyj
aśni
ony
0,08
23 *
**0,
1065
***
0,14
14 *
**0,
1442
***
0,11
86 *
**0,
1001
***
0,15
35 *
**0,
1387
***
(0,0
125)
(0,0
153)
(0,0
138)
(0,0
108)
(0,0
167)
(0,0
149)
(0,0
156)
(0,0
140)
Skł
adni
k w
yjaś
nion
y, w
tym
:–0
,021
8–0
,039
6 *
0,01
620,
1102
***
–0,0
418
*–0
,041
1 *
–0,0
036
0,00
73
(0
,018
5)(0
,021
0)(0
,017
6)(0
,022
3)(0
,025
2)(0
,022
2)(0
,014
4)(0
,021
1)
– cz
as p
racy
0,05
45 *
**0,
0583
***
0,06
56 *
**0,
0794
***
0,05
27 *
**0,
0714
***
0,08
10 *
**0,
0646
***
(0,0
078)
(0,0
101)
(0,0
164)
(0,0
061)
(0,0
113)
(0,0
134)
(0,0
088)
(0,0
097)
– w
ielk
ość
mie
jsca
pra
cy0,
0106
*–0
,004
8–0
,003
30,
0142
0,00
900,
0116
–0,0
070
0,00
74
(0,0
056)
(0,0
064)
(0,0
058)
(0,0
133)
(0,0
069)
(0,0
102)
(0,0
095)
(0,0
097)
– st
aż p
racy
0,00
33–0
,008
50,
0155
***
0,00
93 *
**0,
0037
–0,0
041
0,00
99 *
**0,
0131
***
(0,0
041)
(0,0
063)
(0,0
041)
(0,0
035)
(0,0
056)
(0,0
049)
(0,0
034)
(0,0
043)
– w
iek
0,00
000,
0018
–0,0
009
0,00
33 *
*0,
0006
0,00
14–0
,000
1–0
,000
8
(0,0
004)
(0,0
015)
(0,0
010)
(0,0
014)
(0,0
010)
(0,0
013)
(0,0
008)
(0,0
009)
– se
ktor
zat
rudn
ieni
a–0
,014
8–0
,035
7 **
–0,0
114
–0,0
153
***
–0,0
115
–0,0
250
–0,0
014
–0,0
153
(0,0
114)
(0,0
169)
(0,0
112)
(0,0
051)
(0,0
213)
(0,0
168)
(0,0
075)
(0,0
107)
– po
ziom
wyk
szta
łcen
ia–0
,063
7 **
*–0
,066
9 **
*–0
,074
3 **
*–0
,056
4 **
*–0
,079
1 **
*–0
,077
0 **
*–0
,066
2 **
*–0
,065
0 **
*
(0,0
075)
(0,0
095)
(0,0
081)
(0,0
055)
(0,0
112)
(0,0
103)
(0,0
077)
(0,0
085)
– za
wód
–0,0
155
–0,0
470
***
–0,0
247
**–0
,012
0–0
,058
2 **
*–0
,064
6 **
*–0
,024
1 **
–0,0
284
**
(0,0
113)
(0,0
133)
(0,0
120)
(0,0
087)
(0,0
170)
(0,0
144)
(0,0
105)
(0,0
130)
Tab.
2 –
cd.
PRóBAWYJAŚNIENIAREGIONALNEGOZRóŻNICOWANIA… 75
Woj
ewód
ztw
oP
odka
rpac
kie
Pod
lask
ieP
omor
skie
Ślą
skie
Św
ięto
kr
zysk
ieW
arm
ińsk
om
azur
skie
Wie
lkop
olsk
ieZa
chod
nio
pom
orsk
ie
– se
kcja
zat
rudn
ieni
a0,
0039
0,06
33 *
**0,
0498
***
0,08
76 *
**0,
0411
0,04
51 *
0,00
430,
0315
*
(0
,015
3)(0
,022
8)(0
,017
5)(0
,013
5)(0
,026
2)(0
,023
8)(0
,011
7)(0
,017
5)
Źród
ło: o
blic
zeni
a w
łasn
e na
pod
staw
ie d
anyc
h B
SW
GU
S.
Uw
agi:
***,
** i
* ozn
acza
ją, o
dpow
iedn
io, p
ozio
m is
totn
ości
1%
, 5%
i 10
%. W
naw
iasa
ch p
rzed
staw
iono
błę
dy s
tand
ardo
we
odpo
rne
na w
ystę
pow
anie
kor
elac
ji w
ew
nątrz
grup
owej
(clu
ster
-rob
ust s
tand
ard
erro
rs).
Zmie
nną
obja
śnia
ną w
mod
elac
h st
anow
iący
ch p
odst
awę
wsz
ystk
ich
prze
dsta
wio
nych
dek
ompo
zycj
i jes
t log
aryt
m
mie
sięc
znej
pła
cy. E
lem
enty
„po
ziom
wyk
szta
łcen
ia”,
„zaw
ód”
i „se
kcja
zat
rudn
ieni
a” g
rupu
ją łą
czny
wpł
yw z
esta
wu
zmie
nnyc
h ze
roje
dynk
owyc
h ok
reśl
ając
ych
pozi
om w
yksz
tałc
enia
, wyk
onyw
any
zaw
ód o
raz
sekc
ję z
atru
dnie
nia
(PK
D 2
004)
. Obl
icze
nia
wyk
onan
o pr
zy w
ykor
zyst
aniu
dek
ompo
zycj
i Oax
akiB
linde
ra.
Tab.
2 –
cd.
TYMONSŁOCZYńSKI76
Tabela 2 pozwala zarówno na określenie czynników, które różnicują prze-ciętnewynagrodzeniakobietimężczyznwewszystkich16województwach,jaki nawskazanie czynników, których oddziaływanie na zróżnicowanie przecięt-nychwynagrodzeńmiesięcznychobupłcijestograniczonedowybranychregio-nów.Popierwsze,wewszystkichwojewództwachczaspracykobietjestkrótszy,przeciętnierzeczbiorąc,odczasupracymężczyzn,corównieżwkażdymwoje-wództwieistotnieróżnicujeprzeciętnewynagrodzeniaobupłci.Zróżnicowanieśredniegoczasupracykobietimężczyznpozwalawyjaśnićodok.4,27pktproc.(wwojewództwielubelskim)dook.8,10pktproc.(wwojewództwiewielkopol-skim)międzypłciowejlukipłacowej.Podrugie,wkażdymregioniekobietysąprzeciętnielepiejwykształconeodmężczyzn,copozwalanaistotnestatystyczniezmniejszeniemiędzypłciowejlukipłacowejwkażdymwojewództwiewporów-naniudosytuacji,wktórejprzeciętnewykształceniekobietimężczyznbyłobyjednakowe.Przeciętniewyższypoziomwykształceniakobietzmniejszamiędzy-płciową lukę płacową od ok. 4,43–4,59 pkt proc. (wwojewództwie dolnoślą-skim)dook.7,64–7,97pktproc. (wwojewództwiekujawsko-pomorskim).Potrzecie,wniespełnapołowiewojewództwzróżnicowanieprzeciętnychwynagro-dzeńmiesięcznychkobietimężczyznmożnaczęściowotłumaczyćzróżnicowa-niemrozkładuzatrudnieniaobupłcimiędzysektorprywatnyisektorpubliczny(sześćwojewództw:dolnośląskie,lubuskie,łódzkie,małopolskie,podlaskieiślą-skie)orazzróżnicowaniemprzeciętnegostażupracyogółemkobietimężczyzn(siedemwojewództw:dolnośląskie,kujawsko-pomorskie,opolskie,pomorskie,śląskie,wielkopolskie i zachodniopomorskie).Coważne,wkażdymz sześciuwojewództw,wktórychzróżnicowaniesektorowegorozkładuzatrudnieniako-biet imężczyznwpływa istotnie na zróżnicowanie przeciętnychwynagrodzeńmiesięcznychobupłci,relatywniewiększyodsetekkobietznajdujezatrudnieniewsektorzepublicznym,któryoferuje,ceteris paribus,wyższewynagrodzenia,ograniczające tymsamymmiędzypłciową lukępłacową.Wkażdymzsiedmiuwojewództw,wktórychzróżnicowanieprzeciętnegostażupracyogółemobupłcipozwalanaczęściowewyjaśnieniewystępowaniamiędzypłciowejlukipłacowej,kobietymająnatomiast,przeciętnierzeczbiorąc,krótszystażpracyogółemani-żelimężczyźni,coprowadzidozwiększeniamiędzypłciowejlukipłacowej.Wśródczynników,którychwpływnawielkośćmiędzypłciowejlukipłacowej
jestsilniezróżnicowanyregionalnie,ważnemiejscezajmujetakżezróżnicowanierozkładukobietimężczyznmiędzyposzczególnezawodyorazsekcjegospodar-kinarodowej.Równieżnaszczebluregionalnympotwierdzenieznajdujejednakwcześniejszauwagaoznacznymobciążeniuwgóręoszacowańtychczęściskład-nikawyjaśnionegowmodelunieuwzględniającymczasupracy.Zróżnicowanierozkładukobiet imężczyznmiędzyposzczególne zawody sprzyja,ceteris pa-ribus, uzyskiwaniu relatywniewyższychwynagrodzeńprzezkobietywzaled-wie sześciu województwach według modelu nieuwzględniającego czasu pra-cy, ale jużw jedenastuwojewództwachwedługmodelugouwzględniającego.Szczególniesilnyefekttegotypuwystępujewwojewództwachlubelskim,ma-zowieckim,podlaskim,świętokrzyskimiwarmińsko-mazurskim,azatemprzedewszystkimtamwłaśnierozkładkobietimężczyznmiędzyposzczególnezawody
PRóBAWYJAŚNIENIAREGIONALNEGOZRóŻNICOWANIA… 77
jest relatywnie korzystny dla kobiet. Podobnie zróżnicowanie rozkładu kobietimężczyznmiędzyposzczególnesekcjegospodarkinarodowej,generalniesilnieniekorzystnedlakobiet,maodmiennywpływnawielkośćmiędzypłciowejlukipłacowejwzależnościoduwzględnieniaczasupracywmodeluobjaśniającymwysokośćwynagrodzenia.Jeśliczaspracyzostaniewziętypoduwagęwoszaco-wywanychmodelach,torozkładobupłcimiędzyposzczególnesekcjegospodarkinarodowejzdajesięzwiększaćmiędzypłciowąlukępłacowąwzaledwiejedena-stuwojewództwach;jeśliniezostanieuwzględniony,towewszystkichszesnastu.Szczególnie silny efekt tego typuwystępujewwojewództwach dolnośląskim,małopolskimiśląskim(wmodelunieuwzględniającymczasupracyudziałroz-kładuobupłcimiędzyposzczególnesekcjegospodarkinarodowejwmiędzypł-ciowejlucepłacowejprzekracza10pktproc.),atakżewłódzkimipodlaskim.Wartoprzytymzauważyć,żezróżnicowanierozkładuobupłcimiędzyposzcze-gólnezawodyszczególniesilniezmniejszamiędzypłciowąlukępłacowąwtychwojewództwach,wktórychjestonaszczególnieniska;podobniezróżnicowanierozkładuobupłcimiędzyposzczególne sekcjegospodarkinarodowejpowięk-szamiędzypłciową lukępłacowąnajsilniejw tychwojewództwach,wktórychjestonaszczególniewysoka.Zróżnicowanierozkładówkobietimężczyznmię-dzyposzczególnezawodyisekcjegospodarkinarodowejmożezatemstanowićszczególniepoważnewyjaśnienie regionalnegozróżnicowaniamiędzypłciowejlukipłacowejwPolsce.Abyjednakinterpretacjategotypuwynikówbyławpełnipoprawna,konieczne
wydajesięwykonaniejeszczejednejanalizy.Naobecnymetapiewiemywpraw-dzie,międzyinnymi,żeregionalnezróżnicowanierozkładówkobietimężczyznmiędzyposzczególnezawodyisekcjegospodarkinarodowejstanowipoprawne,częściowewyjaśnienieregionalnegozróżnicowaniamiędzypłciowejlukipłaco-wej.Niewiemyjednak,czyefekttegotypuwynikazfaktu,że–przykładowo–wwojewództwachoszczególniewysokimudzialezróżnicowaniarozkładuobupłcimiędzyposzczególnesekcjegospodarkinarodowejwmiędzypłciowejlucepłacowejkobietyrelatywnieczęstoznajdujązatrudnieniewsekcjachoferującychrelatywnieniskiewynagrodzenia,czyraczejzfaktu,żewtychwojewództwachzatrudnieniewsilniesfeminizowanychsekcjachgospodarkinarodowejjestwy-jątkowoniekorzystne.Podobnieniewiemy,naprzykład,czywwojewództwach,wktórychmiędzypłciowalukapłacowajestistotniezmniejszanazasprawązróż-nicowaniasektorowegorozkładuzatrudnieniakobietimężczyzn,kobietyszcze-gólnieczęstoznajdujązatrudnieniewsektorzepublicznym(oferującym,ceteris paribus,wyższewynagrodzenia),czyraczejpremiazazatrudnieniew(general-niesfeminizowanym)sektorzepublicznymjestwyjątkowowysoka.Odpowiedzina tego typu pytania można uzyskać przez zastosowanie dekompozycji JMP(zob.Juhn,Murphy,Pierce1991),którąprzedstawionoiwykorzystanowdalszejczęścininiejszegoartykułu.
TYMONSŁOCZYńSKI78
Zróżnicowanie międzypłciowej luki płacowej w polskich województwach w 2008 r.
DekompozycjaJMP
Gdycelemnaszegobadaniajeststwierdzenieprzyczynzróżnicowaniamiędzy-płciowejlukipłacowejwczasielubprzestrzeni,towłaściwądojegoosiagnię-ciametodąekonometrycznąjestdekompozycjaJMP(zob.Juhn,Murphy,Pierce1991).Wyobraźmysobie,żemiędzypłciowalukapłacowawregionieAwynosi25%,natomiastwregionieB–10%.DekompozycjaJMPpozwalanazapisanieróżnicymiędzytymilukami(tj.15pktproc.) jakosumyczterechskładników:(a)efektuzróżnicowaniarelatywnychpoziomówobserwowalnychdeterminantwysokościwynagrodzeniakobietimężczyznwoburegionach,tj.np.faktu,żeoilewoburegionachmężczyźnimają,przeciętnierzeczbiorąc,identycznystażpracy,otyleprzeciętnystażpracykobietwregionieAjestznacznieniższyniżwregionieB;(b)efektuzróżnicowaniazwrotówzobserwowalnychdeterminantwysokościwynagrodzeniawoburegionach,tj.np.faktu,żeoilewoburegio-nachkobietymają,przeciętnierzeczbiorąc,krótszystażpracyniżmężczyźni,otylewregionieAwpływstażupracynawynagrodzeniajestistotniewyższyniżwregionieB;(c)efektuzróżnicowaniarelatywnychpoziomównieobserwowal-nychdeterminantwysokościwynagrodzeniakobietimężczyznwoburegionach,w tym takżeefektuzróżnicowaniadyskryminacjipłacowej; a także (d) efektuzróżnicowaniazwrotówznieobserwowalnychdeterminantwysokościwynagro-dzeniawoburegionach,czylitzw.efektuzróżnicowania(resztowej)nierównościrozkładudochodów.AbyprzeprowadzićdekompozycjęJMP,musimyoszacowaćczteryodrębne
wektoryparametrówregresjiliniowejYzewzględunawektorzmiennychobjaś-niającychX(pojednymdlamężczyznwoburegionachipojednymdlakobietwoburegionach).JeżeliRi jestzmiennązero-jedynkowąokreślającązatrudnieniejednostkiiwjednymzporównywanychregionów,toczterymodelestanowiącepodstawędekompozycjiJMPmożemyzapisaćwnastępującysposób:
Yi=Xi ß11 + σ11υ11i dla Mi = 1 oraz Ri=1,Yi=Xi ß01 + σ01υ01i dla Mi = 0 oraz Ri=1,Yi=Xi ß10 + σ10υ10i dla Mi = 1 oraz Ri=0,Yi=Xi ß00 + σ00υ00i dla Mi = 0 oraz Ri=0,
gdzieσ11,σ01,σ10iσ00sąodchyleniamistandardowymiskładnikówlosowychwod-powiednichrównaniachorazE[υ11i | Xi]=E[υ01i | Xi]=E[υ10i | Xi]=E[υ00i | Xi]=0, azatemtakżeVar[υ11i]=Var[υ01i]=Var[υ10i]=Var[υ00i]=1.Jeżelidodatkowozdefiniujemyczterynowezmienne:
θ11i=(Yi – Xi ß11)/ σ11 = υ11i dla Mi = 1 oraz Ri=1,θ01i=(Yi – Xi ß11)/ σ11 dla Mi = 0 oraz Ri=1,
θ10i=(Yi – Xi ß10)/ σ10 = υ10i dla Mi = 1 oraz Ri=0,θ00i=(Yi – Xi ß10)/ σ10 dla Mi = 0 oraz Ri=0,
PRóBAWYJAŚNIENIAREGIONALNEGOZRóŻNICOWANIA… 79
towówczas,przykładowo,międzypłciowąlukępłacowąwregionieoznaczonymjakoRi=1będziemymoglizapisaćwnastępującysposób:
( )( )
11 01
11 11 01 01
11
11 11 01
E 1, 1 E 0, 1
E 1, 1 E 0, 1
E 1, 1 E 0, 1
E 1, 1 E 0, 1
E 1, 1 E 0, 1
i i i i i i
i i i i i i
i i i i i i
i i i i i i
i i i i i i
Y M R Y M R
X M R X M R
M R M R
X M R X M R
M R M R
β β
σ υ σ υ
β
σ θ θ
= = − = = = = = − = = + = = − = =
= = = − = =
+ = = − = =
=
+
+
=
coostatecznieumożliwizapisanieróżnicypomiędzymiędzypłciowymilukamipłacowymiwoburegionachjako:
( )( )E 1, 1 E 0, 1
E 1, 0 E 0, 0
i i i i i i
i i i i i i
Y M R Y M R
Y M R Y M R
= = − = =
− = = − = =
( )( )
( )( ){ }( )
11
11 10
11 0111
10
E 1, 1 E 0, 1
E 1, 0 E 0, 0
E 1, 0 E 0, 0
E 1, 1 E 0, 1
E
i i i i i i
i i i i i i
i i i i i i
i i i i i i
i
X M R X M R
X M R X M R
X M R X M R
M R M R
β
β β
θ θσ
θ
= = − = = =
− = = − = =
+ = = − = = −
= = − = = +
−( )( )( ){ }
00
11 10 10 00
1, 0 E 0, 0
E 1, 0 E 0, 0
i i i i i
i i i i i i
M R M R
M R M R
θ
σ σ θ θ
= = − = =
+ − = = − = =
{}
{}
–
–
–
=
+
+
+
gdziekolejneskładnikizapisanewnawiasachklamrowychodpowiadajączteremomówionympowyżejskładnikomdekompozycjiJMP9.
Zróżnicowaniemiędzypłciowejlukipłacowejnaszczebluregionalnym
Szczegółowe wyniki dekompozycji różnicy między międzypłciową lukąpłacowąwwojewództwie śląskim (tj. tam, gdzie luka ta osiągnęław 2008 r.
9 PodobniejakwprzypadkudekompozycjiOaxaki-Blinderamożliwesąrównieżniecoinnesposobyzapisuposzczególnychskładnikówtejdekompozycji.Wszczególnościpierwszyitrzeciskładnikdekompozycji JMPwymagajądokonaniawyboru regresjipłacorazodchylenia stan-dardowegoskładnikalosowegoregresjipłacjednejzpłciwjednymzporównywanychregionówjakoswoistegopunktuodniesienia.WomówionejpowyżejwersjidekompozycjiJMPwybranoß11 oraz σ11,coodpowiadapłacommężczyznwpierwszymzporównywanychregionów(wana-lizieempirycznej,przedstawionejwdalszejczęścininiejszegoartykułu, tymregionembędziewojewództwośląskie).
TYMONSŁOCZYńSKI80
maksymalnąwartośćok.25,44%)orazkażdymzpozostałych15województww2008 r.10 nie zostanąwprawdzie przedstawionewniniejszymartykule, leczbędąwyczerpującoopisane11.Analogiczniedowcześniejszejczęściopracowa-nia,dlakażdejparywojewództwoszacowanodwamodele,różniącesięwyłącz-nie uwzględnieniem czasu pracy wśród zmiennych objaśniających wysokośćmiesięcznegowynagrodzenia.Przeprowadzone dekompozycje pozwalają na wyjaśnienie dość zaskakują-
cego faktu, jakim jestwyjątkowoduży rozmiarmiędzypłciowej lukipłacowejwwojewództwieśląskimw2008r.(ok.25,44%),przekraczającyażook.5,5pktproc.rozmiarlukiwwojewództwiedolnośląskim,charakteryzującymsięwystę-powaniemdrugiejnajwiększejlukiwbadanymroku,atakżeażook.10,5pktproc.rozmiarlukiwcałymkrajuorazażook.19,5pktproc.rozmiarlukiwwo-jewództwiewarmińsko-mazurskim, cechującym sięwystępowaniemnajmniej-szejmiędzypłciowejlukipłacowejw2008r.Ponieważzastosowanawersjade-kompozycji JMPumożliwia przedstawienie różnicymiędzymiędzypłciowymilukamipłacowymiwdwóchregionachjakosumymaksymalnie18składników,ograniczonosięwyłączniedoopisaniatychskładników,którewporównaniuwo-jewództwaśląskiegozdostateczniedużąliczbąinnychwojewództwprzyjmująwartośćprzekraczającą1pktproc.codomodułu.Po pierwsze, wwojewództwie śląskim relatywnie duża jest dyskryminacja
płacowa kobiet lub relatywnie niskie – w porównaniu domężczyzn – są ichprzeciętne zasoby nieobserwowalnych determinantwysokościwynagrodzenia.Odpowiedniskładnikdekompozycjiważdziesięciuwojewództwachprzyjmujewartość przekraczającą 1 pkt proc. zarównowmodelu uwzględniającymczaspracy,jakiwmodelugonieuwzględniającym.Wkolejnychdwóchwojewódz-twachprzyjętawartośćgranicznazostajeprzekroczonawyłączniewprzypadkujednegomodelu.Takiewyjaśnieniezróżnicowaniamiędzypłciowychlukpłaco-wychjestszczególnieistotnewporównaniuwojewództwaśląskiegozpodkar-packim(możnawtensposóbwyjaśnićok.5,08–6,87pktproc.różnicymiędzyodpowiednimilukami),lubelskim(ok.4,69–5,20pktproc.)orazwarmińsko-ma-zurskim(ok.4,35–5,34pktproc.).Podrugie,wwojewództwieśląskimstosunko-wosilnyjestwpływczasupracynawynagrodzenia.Ponieważkobietypracują,przeciętnierzeczbiorąc,krócejniżmężczyźni,takistanrzeczywpływanawzrostmiędzypłciowejlukipłacowejwwojewództwieśląskimwporównaniudoinnychwojewództw.Efekttenprzekracza1pktproc.wporównaniutegowojewództwazsiedmiomainnymiwojewództwamiijestszczególniedużywprzypadkuwoje-wództwświętokrzyskiego(ok.4,56pktproc.)ilubelskiego(ok.3,75pktproc.).Potrzecie,oilewskalicałegokrajukobietyznajdujązatrudnienie,przeciętnie
10 Wszystkie obliczeniawykonano za pomocą specjalnego polecenia jmpierce2 (autorstwaBenaJanna),rozszerzającegomożliwościprogramuStata.Nauwagęzasługujenieuwzględnie-niewtympoleceniumożliwościobliczeniabłędówstandardowychoszacowańposzczególnychskładnikówdekompozycji.Braktenmożewynikaćzfaktu,iż–wedługwiedzyautora–niktniezaproponowałdotychczaswzorunabłędystandardoweoszacowańwdekompozycjiJMP.
11 Wynikiwszystkichdekompozycjimożnauzyskaćodautoradrogąe-mailową([email protected]).
PRóBAWYJAŚNIENIAREGIONALNEGOZRóŻNICOWANIA… 81
rzeczbiorąc,wwiększychmiejscachpracyniżmężczyźni, awiększezakładypracyoferująwyższewynagrodzenia,otylewwojewództwieśląskim–wstop-niunieporównywalnymzjakimkolwiekinnymwojewództwem–wwiększychmiejscachpracyzatrudniająsięgeneralniemężczyźni.Wpływtegozjawiskanazróżnicowaniemiędzypłciowychlukpłacowychjestbardzopoważny–wporów-naniuwojewództwaśląskiegozaż12innymiwojewództwamiefekttenprzekra-cza1pktproc.wobuanalizowanychmodelach(zuwzględnieniemczasupracyibez),przyczym jest szczególniedużywprzypadkuwojewództwwielkopol-skiego(ok.5,28–5,91pktproc.)imałopolskiego(ok.4,42–4,95pktproc.).Poczwarte,wporównaniuzconajmniejsześciomainnymiwojewództwami,wtymzwłaszcza świętokrzyskim (ok. 3,35–3,43 pkt proc.) i warmińsko-mazurskim(ok.2,54–2,57pktproc.),niekorzystnydlakobietzatrudnionychwwojewództwieśląskimjestichrelatywnywzględemmężczyznpoziomwykształcenia.Popiąte,zaniekorzystnądlakobietzatrudnionychwwojewództwieśląskimmożerównieżzostaćuznana ich– relatywnawzględemmężczyzn–strukturazawodowaza-trudnienia.Wpływjejzróżnicowanianaróżnicęwmiędzypłciowejlucepłacowejprzekracza1pktproc.wprzypadkusześciuwojewództwijestszczególniepo-ważnywporównaniuwojewództwaśląskiegozeświętokrzyskim(ok.2,78–3,07pktproc.)ilubelskim(ok.2,28–2,33pktproc.).Poszóste,podobnieniekorzystnadlakobietzatrudnionychwwojewództwieśląskimjeststrukturapremiizawy-konywanieposzczególnychzawodówwtymwojewództwie,tj.wwojewództwieśląskim relatywniewysoka jest premia zawykonywanie zmaskulinizowanychzawodów.Wpływtakiegozróżnicowanianaróżnicęwmiędzypłciowejlucepła-cowejprzekracza1pktproc.wprzypadkudziewięciuwojewództwijestszcze-gólniedużyprzyporównaniuwojewództwaśląskiegozwarmińsko-mazurskim(ok.2,89–3,45pktproc.),mazowieckim(ok.2,74–2,93pktproc.),atakżepod-laskim(ok.1,98–2,41pktproc.).Wreszcie,posiódme,wyjątkowoniekorzystnydlakobietzatrudnionychwwojewództwieśląskimjestichrelatywnywzględemmężczyzn rozkładmiędzyposzczególne sekcjegospodarkinarodowej.Wpływtegozjawiskanazróżnicowaniemiędzypłciowychlukpłacowychjestwłaściwienieporównywalnyzpozostałymi,przedstawionymiwcześniejzjawiskami.Otóżprzekraczaon1pktproc.wprzypadkuwszystkich15województwporównywa-nychzwojewództwemśląskimorazobumodeli(zuwzględnieniemczasupracyibez)szacowanychdlakażdegowojewództwa.Efekttenjestszczególniesilnywodniesieniu dowojewództw:mazowieckiego (ok. 7,24–8,60 pkt proc.), po-morskiego(ok.4,96–5,03pktproc.),lubuskiego(ok.4,55–4,85pktproc.),łódz-kiego(ok.4,54–5,35pktproc.)orazwielkopolskiego(ok.4,51–5,01pktproc.).Wartoponadtopodkreślić,żewodniesieniudoniektórychwojewództw(zwłasz-czapodkarpackiego,gdzieefekttenwynosiok.4,55–5,57pktproc.)istotnezna-czeniedlawyjaśnieniaróżnicywmiędzypłciowejlucepłacowejmiędzywoje-wództwemśląskimadanymwojewództwemmożetakżemiećstrukturapremiizazatrudnieniewposzczególnychsekcjachgospodarkinarodowej.Niemniej,oilewwieluwojewództwachstrukturępremiitegotypumożnauznaćzarelatywniekorzystnądlakobiet(wporównaniudowojewództwaśląskiego),o tyle jest toefektstosunkowozmiennymiędzywojewództwami,ponieważistniejerównież
TYMONSŁOCZYńSKI82
niemałaliczbawojewództw(zwłaszczadolnośląskieimazowieckie),wktórychstrukturapremiizazatrudnieniewposzczególnychsekcjachgospodarkinarodo-wejjestmniejkorzystnadlakobietniżwwojewództwieśląskim.
Podsumowanie
Wniniejszymartykuleprzedstawionoopisorazczęściowewyjaśnienienie-badanego dotychczas zjawiska, jakim jest regionalne zróżnicowanie między-płciowejlukipłacowejwPolsce.KorzystajączdanychindywidualnychzBSWGUSzpaździernika2008r.orazstandardowychmetoddekompozycyjnych(de-kompozycjeOaxaki-BlinderaiJMP),wyróżnionowojewództwacharakteryzują-cesięszczególniewysokąorazszczególnieniskąwartościąmiędzypłciowejlukipłacowejw2008r.,omówiononajważniejszeczynnikiróżnicującewynagrodze-niakobietimężczyznwewszystkichwojewództwachlubwwiększościznich,a takżewskazanoszeregczynnikówodpowiedzialnychzaszczególniewysokąwartośćmiędzypłciowejlukipłacowejwwojewództwieśląskim.Obokwojewództwa śląskiegomiędzypłciowa luka płacowa byław 2008 r.
wyjątkowowysokawwojewództwachdolnośląskim,pomorskimorazopolskim,natomiast szczególnieniska–wwojewództwachwarmińsko-mazurskim,pod-karpackim, lubelskim,podlaskimorazświętokrzyskim.Wewszystkich16wo-jewództwachrelatywnewynagrodzeniakobietbyływ2008r.obniżanezaspra-wą ich, przeciętnie rzecz biorąc, krótszego niżw przypadkumężczyzn czasupracy, alebyły też jednocześniepodwyższanedzięki ichprzeciętnie lepszemuwykształceniu.Wznacznejczęściwojewództwrelatywnewynagrodzeniakobietbyłytakżeobniżanezasprawąichprzeciętniekrótszegostażupracyogółemorazniekorzystnego rozkładu między poszczególne sekcje gospodarki narodowej.Niemniejwwieluwojewództwach relatywnewynagrodzenia kobietwzrastaływskutekichprzeciętnieczęstszegozatrudnieniawsektorzepublicznymoraz–conajbardziejzaskakujące–korzystnegorozkładumiędzyposzczególnezawody.Szczególniewysokąwartośćmiędzypłciowejlukipłacowejwwojewództwie
śląskimmożnazkoleiwytłumaczyćm.in.relatywniedużądyskryminacjąpłaco-wąkobietwtymwojewództwie(lubichrelatywnieniskimiprzeciętnymizaso-baminieobserwowalnychdeterminantwysokościwynagrodzenia), szczególnieniekorzystnym relatywnym rozkładem kobiet zatrudnionych tam między po-szczególnezawodyisekcjegospodarkinarodowej,zatrudnieniemkobietwrela-tywnieniewielkichmiejscachpracyorazniekorzystnąstrukturąpremiizawyko-nywanieposzczególnychzawodów,atakżestosunkowosilnymwpływemczasupracynawynagrodzeniawwojewództwie śląskim i niekorzystnymdla kobietzatrudnionychwtymregionieichrelatywnymwzględemmężczyznpoziomemwykształcenia.
Literatura
Adamchik V.A., Bedi A.S., 2003, „Gender pay differentials during the transition inPoland”,Economics of Transition,t.11,nr4,s.697–726.
PRóBAWYJAŚNIENIAREGIONALNEGOZRóŻNICOWANIA… 83
Barsky R., Bound J., Charles K.K., Lupton J.P., 2002, „Accounting for the black--whitewealthgap:Anonparametricapproach”,Journal of the American Statistical Association,t.97,s.663–673.
Blinder A.S., 1973, „Wage discrimination: Reduced form and structural estimates”,Journal of Human Resources,t.8,nr4,s.436–455.
BrainerdE.,2000,„Womenintransition:ChangesingenderwagedifferentialsinEasternEuropeandtheformerSovietUnion”,Industrial and Labor Relations Review,t.54,nr1,s.138–162.
CottonJ.,1988,„Onthedecompositionofwagedifferentials”,Review of Economics and Statistics,t.70,nr2,s.236–243.
DijkstraA.G., Plantenga J. (red.), 2003,Ekonomia i płeć, tłum.A.Grzybek,Gdańsk:GdańskieWydawnictwoPsychologiczne.
FortinN.M., 2008, „The genderwage gap among young adults in theUnited States:Theimportanceofmoneyversuspeople”,Journal of Human Resources,t.43,nr4,s.884–918.
GrajekM.,2003,„GenderpaygapinPoland”,Economics of Planning,t.36,nr1,s.23–44.JannB.,2008,„TheBlinder-Oaxacadecompositionforlinearregressionmodels”,Stata
Journal,t.8,nr4,s.453–479.JuhnC.,MurphyK.M.,PierceB.,1991,„Accountingfortheslowdowninblack-white
wage convergence”,w:M.H.Kosters (red.),Workers and Their Wages: Changing Patterns in the United States,Washington:AmericanEnterpriseInstitute.
Kalinowska-NawrotekB.,2005,Dyskryminacja kobiet na polskim rynku pracy,Poznań:AkademiaEkonomicznawPoznaniu.
KlineP.,2011,„Oaxaca-Blinderasareweightingestimator”,American Economic Review,t.101,s.532–537.
KotS.M.,PodolecB.,UlmanP.,1999,„Problemdyskryminacjipłacowejzewzględunapłeć”,w:S.M.Kot(red.),Analiza ekonometryczna kształtowania się płac w Polsce w okresie transformacji,Warszawa–Kraków:WydawnictwoNaukowePWN.
ŁatuszyńskiK.,WoźnyŁ.P.,2008,„Zróżnicowaniewynagrodzeńkobietimężczyznnapolskimrynkupracyw2004roku”,w:W.Pacho,M.Garbicz(red.),Wzrost gospo-darczy a bezrobocie i nierówności w podziale dochodu,Warszawa:SzkołaGłównaHandlowa.
MagdaI.,SzydłowskiA.,2008,„Płacewmakroimikroperspektywie”,w:M.Bukowski(red.),Zatrudnienie w Polsce 2007 – Bezpieczeństwo na elastycznym rynku pracy,Warszawa:MinisterstwoPracyiPolitykiSpołecznej.
MatysiakA.,SłoczyńskiT.,BaranowskaA.,2010,„Kobietyimężczyźninarynkupracy”,w:M.Bukowski(red.),Zatrudnienie w Polsce 2008 – Praca w cyklu życia,Warszawa:CentrumRozwojuZasobówLudzkich.
NeumarkD.,1988,„Employers’discriminatorybehaviorandtheestimationofwagedis-crimination”,Journal of Human Resources,t.23,nr4,s.279–295.
NewellA.,ReillyB., 2001, „The gender pay gap in the transition from communism:Someempiricalevidence”,Economic Systems,t.25,nr4,s.287–304.
OaxacaR.,1973,„Male-femalewagedifferentialsinurbanlabormarkets”,International Economic Review,t.14,nr3,s.693–709.
OaxacaR.L.,RansomM.R.,1994,„Ondiscriminationandthedecompositionofwagedifferentials”,Journal of Econometrics,t.61,nr1,s.5–21.
PailhéA.,2000,„Genderdiscrimination inCentralEuropeduring thesystemic transi-tion”,Economics of Transition,t.8,nr2,s.505–535.
TYMONSŁOCZYńSKI84
ReimersC.W., 1983, „Labormarket discrimination againstHispanic andblackmen”,Review of Economics and Statistics,t.65,nr4,s.570–579.
ReszkeI.,1991,Nierówności płci w teoriach. Teoretyczne wyjaśnienia nierówności płci w sferze pracy zawodowej,Warszawa:InstytutFilozofiiiSocjologiiPAN.
RokickaM.,RuzikA.,2010,The Gender Pay Gap in Informal Employment in Poland,CASENetworkStudies&Analyses,nr406.
Słoczyński T., 2011, Population Average Gender Effects, Warszawa: SeminariumEkonomiczne SGH, http://akson.sgh.waw.pl/~jg23234/se/Papers/Sloczynski_paper_PAGE.pdf[dostęp:22.11.2011].
WeichselbaumerD.,Winter-EbmerR.,2006,„Rhetoricineconomicresearch:Thecaseofgenderwagedifferentials”,Industrial Relations,t.45,nr3,s.416–436.
explaining Regional vaRiation in gender wage gaps in pOland
Inthispaper,theauthorprovidesadescriptionandanexplanationofregionalvariation ingenderwagegaps inPoland,andshows that thegap isespeciallylargeintheSilesianVoivodeship(ca25.44%).Hepresentsseveralexplanationsforthisphenomenon.First,genderwagediscriminationislikelytobeespeciallystronginSilesia.Second,inthisregion,mentypicallyworkinbiggerfirmsthanwomen.Third,thedistributionofwomenbetweendifferentoccupationsandin-dustriesinSilesiaisespeciallydisadvantageousfortheirrelativewages.Fourth,thestructureofoccupationalwagedifferentialsinSilesiaisalsounfavourableforwomen,i.e.predominantlyfemaleoccupationspayrelativelylessinSilesiathaninotherregions.
Key words:wagegap,wagediscrimination,decompositionmethods.