próba wyjaśnienia regionalnego zróżnicowania międzypłciowej luki

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).


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).


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.


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


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,


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]).


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.


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.

próba wyjaśnienia regionalnego zróżnicowania międzypłciowej luki

Documents