w
Verdienen vrouwen meer
dan mannen?
Recentelijk is zowel in beleidskringen 1) als door de beoogd voorzitster
van de grootste oppositiepartij 2)
‘contract-compliance’ aanbevolen: net
als in de VS zouden ook in Nederland
bedrijven en instellingen die vrouwen
ongelijk behandelen geen subsidie of
opdrachten meer van de overheid
moeten krijgen. In dat geval krijgen
methoden om salarisdiscriminatie aan
te tonen meer dan academische betekenis. De voor de hand liggende methode is een regressieberekening
waarbij de beloningsverschillen worden berekend na correctie voor verschillen in kennis en ervaring. De
uitkomst is dan veelal dat vrouwen
minder verdienen dan mannen. Omgekeerd zou men verwachten dat vrouwen in het algemeen (qua kennis en
ervaring) beter gekwalificeerd zijn dan
mannen met hetzelfde loon, maar bij
een dergelijke (straks te bespreken)
omgekeerde
regressieberekening
blijkt men vaak geen significante uitkomst te vinden of zelfs het tegenovergestelde: vrouwen zouden lager
gekwalificeerd zijn dan mannen met
hetzelfde loon.
Deze methodendiscussie in de vakliteratuur in de VS 3) is intussen al overgewaaid naar Nederland. De eerste
omgekeerde
regressieberekening
voor Nederland geeft als uitkomst dat
het bestaan van beloningsdiscriminatie van vrouwen niet kan worden bewezen 4). In dit artikel zullen we echter
aantonen dat omgekeerde regressie
totdezelfde resultaten leidt als gewone
regressie mits men rekening houdt met
de mogelijkheid dat de beloningsdifferentiatie tussen mannen en vrouwen
lets anders is dan een algemene tendens om vrouwen lager te betalen dan
mannen met overeenkomstige leeftijd
en opleidingsniveau.
Regressie en omgekeerde
regressie
Om te testen of er een significant beloningsverschil bestaat tussen vrouwen en overeenkomstige mannen kan
men een statistisch model hanteren
gebaseerd opde human-capitaltheorie
5) of de allocatie-theorie 6). In beide gevallen vult men het dan veelal zo in dat
naast kennis en ervaring ook geslacht
als verklarende variabele voor loonverschillen wordt opgenomen. Zo kan op
basis van gegevens uit het Loonstructuuronderzoek 1979 van het CBS de
gebruikelijke
regressieberekening
worden gemaakt, die zegt dat vrouwen
15% minder verdienen dan mannen
met dezelfde opleiding en leeftijd (ver-
gelijking (a) uit appendix).
Men zou dan verwachten dat omgekeerd vrouwen 15% beter gekwalificeerd zijn dan mannen met hetzelfde
loon. Wanneer men het op grond van
de coefficienten van vergelijk’ig (a)
verwachte loon berekent krijgt men
een kwantificering van kwaliteit. Deze
kan als te verklaren variabele worden
gehanteerd. De omgekeerde regressieberekening leidt echter tot de conclusie dat vrouwen 8% lager gekwalificeerd zijn dan mannen met hetzelfde loon (vergelijking (b) in de appendix).
Op grond van een en dezelfde dataset kan men dus zowel becijferen dat
vrouwen significant beter en tevens
significant slechter af zijn dan mannen. Het lijkt op een probleem dat
slechts door theologen kan worden opgelost, of althans een bron van werkgelegenheid voor juristen kan opleveren,
mocht de overheid overgaan tot
‘contract-compliance’. Alvorens andere disciplines te hulp te roepen nemen
we echter eerst het geschatte model
nog eens onder de loep.
Andere aanpak
Het is duidelijk dat er iets niet klopt
en het is in ieder geval de verdienste
van de omgekeerde regressieberekening dat duidelijk wordt dat er iets mis
is. Daarbij kan men denken aan het
probleem van de latente variabelen 7);
in het bijzonder kan men zich afvragen
of geslacht wel op soortgelijke wijze als
leeftijd en opleidingsniveau in de
schatting moet worden meegenomen.
Die twee laatste fungeren immers als
indicator voor produktiviteit, maar bij
geslacht ligt dat anders; de human-
capitaltheorie gaat niet uit van het idee
dat er een ‘zwak geslacht’ zou bestaan.
Bij de schattingen (a) en (b) is
geslacht op dezelfde manier behandeld als de indicatoren voor produktiviteit. De geslachtsdummy wordt daarbij
geacht te fungeren als indicator voor
ongelijke behandeling. Die hoeft echter niet overal dezelfde intensiteit te
hebben en zou kunnen correleren met
1) A. de Jong, A. van Doorne-Huiskes, M.
Maan en C. de Olde, Positieve actie, deel 1 en
deel 2, Ministerie van Binnenlandse Zaken, ‘sGravenhage, december 1986.
2) Verslag in NRC Handelsblad van 18 december 1986 over symposium over positieve
actie in het RAI congrescentrum in
Amsterdam.
3) A.S. Goldberger, Reverse regression and
salarydiscrimination, The Journal of Human
Resources, jg. 19, nr. 3; en D.H. Conway en
H.V. Roberts, Rejoinder to comments on reverse regression, fairness and employment
discrimination, Journal of Business and Economic Statistics, jg. 2, nr. 2, april 1984.
4) ,,De hypothese dat geen beloningsdiscriminatie bestaat, kan op basis van de uitgevoerde regressie-analyse niet worden
verworpen”, is de conclusie in: J.J. Schippers
en J.J. Siegers, Beloningsdiscriminatie van
vrouwen in Nederland: een analyse op basis
van voorwaartse en omgekeerde regressie,
Sociale Wetenschapper, oktober 1986.
5) G.S. Becker, Human capital, tweede druk,
New York, 1975.
6) J. Hartog, Earningstunctions: beyond human capital, Applied Economics, november
1986.
7) In een bespreking door J. Theeuwes in de
Economist, nr. 3, 1986, van het boek van D.
Carline, C.A. Pissarides, W.S. Siebert en P.J.
Sloane, Labour economics, New York, 1985,
wijst Theeuwes op het probleem dat de variabele waar het in de human-capitaltheone om
gaat, de individuele produktiviteit, niet direct
kan worden waargenomen.
Tabel 1. De beloningsverhouding van mannen en vrouwen met een volledige
werkweek naar leeftijd en opleidingsniveau in de bedrijven (SB11 t/m 8) in 1979:
het loon van vrouwen in procenten van dat van mannen
Opleidingsniveau
lager
16-20
21-24
25-29
30-34
35-39
40-44
45-49
50-54
55-59
60-64
uitgebreid
lager
middelbaar
87
83
81
78
76
76
76
83
83
83
97
88
96
86
86
80
78
79
80
81
77
90
92
83
78
74
74
84
74
77
hoger
95
85
83
76
79
69
64
71
82
Bron: berekend op basis van gegevens uit het Loonstructuuronderzoek 1979 van het CBS.
wetenschappelijk
87
81
84
70
72
62
71
60
verwachteloonhoogte(zietabel 1). Dat
past heel goed bij het idee – we komendaar later op terug – datindezelfde functie vrouwen vrijwel hetzelfde
verdienen als mannen, maar dat vrouwen – ook na correctie voor leeftijd en
opleidingsniveau – minder in hogere
functies voorkomen. Het lijkt daarom
gewenst in het te schatten model expliciet rekening te houden met de mogelijkheid dat de loondifferentiatie van
vrouwen ten opzichte van mannen in
de hogere loongroepen kan afwijken
van die in de lagere. Daarbij gaat het
niet alleen om loondifferentiatie tussen
groepen met een bepaalde leeftijd en
opleidingsniveau maar ook binnen die
groepen 8). De relatie van het loon van
vrouwen (FV) ten opzichte van dat van
overeenkomstige mannen (FM) kan de
volgende vorm hebben: FV = aFMfi.
Die relatie is in vergelijking (c) in de appendix geschat. Het resultaat is in
figuur 1 weergegeven. Omgekeerde
regressie (vergelijking (d) in de appendix) geeft nu vrijwel hetzelfde resultaat:
het verschil met (c) is zo gering dat het
hier grafisch niet valt weer te geven.
De lijn conform (d) valt in figuur 1 samen met die conform (c).
Op basis van zowel (c) als (d) kan dezelfde messcherpe conclusie worden
getrokken: vrouwen verdienen op lager niveau niet zoveel .minder dan
mannen maar bij de beter gekwalificeerde vrouwen (qua leeftijd en oplei-
Figuur 1. Het loon van vrouwen (FV)
ten opzichte van dat van mannen (FM)
conform vergelijking (c) en (d) van de
appendix
FV x f. 1.000
50
40
30.
20
10.
10
20
30
40
er op lager niveau nauwelijks en op hoger niveau wel duidelijk verschil
bestaat in de beloning van mannen en
vrouwen, zich verhoudt tot de resultaten van onderzoek waaruit blijkt dat
vrouwen en mannen met dezelfde
functie vrijwel hetzelfde verdienen. De
Loontechnische Dienst hield in de jaren zeventig jaarlijks een breedteonderzoek (steekproef onder alle bedrijfstakken) waaruit steeds opnieuw
bleek dat vrouwen gemiddeld slechts 2
a 3% minder verdienen dan mannen
met dezelfde functie. Ook diepteonderzoek bij enkele bedrijfstakken in
1981 en 1982/1983 leverde als uitkomst op dat mannen en vrouwen in
dezelfde functie vrijwel hetzelfde ver-
50
FM X f. 1.000
dingsniveau) is de beloning substantieel minder dan die van mannen.
Rond 2 x modaal verdienen vrouwen
bruto ongeveer 15% (dat is netto ongeveer 10%) minder dan mannen met dezelfde leeftijd en hetzelfde opleidingsniveau.
8) Vergelijk: ,,Er bestaat een neiging lot overschatting van verschillen tussen, en tot onderschatting van verschillen binnen groepen
mensen: deze berust op vooroordeel en leidt
Functies
De vraag is nu hoe het resultaat dat
totdiscriminatie”. Stalling 1 bij het proefschrift
van W.H. Somermeyer, Inkomensongelijkheid; een analyse van spreiding en scheefheid
van inkomensverdelingen in Nederland, Rotterdam, 1965.
dienen 9). Reeds eerder is geconclu- niveau, maar wordt geen gemiddelde belo- vrouw in Nederland, ESB, 5 april 1982;
deerd dat vrouwen ,,niet in die functies ningsverhouding gegeven. De LTD wijst erop A.H.E.B. Koot-du Buy en J.J. Siegers, Loonwerken waar ze op grand van nun dat de gehanteerde functie-indeling niet meer verschillen tussen mannen en vrouwen,
opleiding en ervaring thuis horen” 10) dan grove indicaties kan opleveren. Wel wordt Maandschrift Economie, april 1983; J.J.
geconcludeerd dat mannen er kennelijk beter
Schippers en J.J. Siegers, Beloningsverschilen dat ,,earningsdiscrimination by in slagen de hogere functies te bezetten.
len tussen mannen en vrouwen in Nederland:
sexe after allowing for age, experience 10) A.H.E.B. Koot-du Buy, J.J. Schippers, J.J. een analyse met behulp van human capital
and allocation, is significant at all le- Siegers, Beloningsverschillen tussen mannen loonvergelijkingen, Maandschrift Economie,
vels of education, but not at all job le- en vrouwen in enkele sectoren van de Neder- 1986.
vels” 11). Het komt er dus op neer dat landse economie, ESB, 1 april 1985. Zie ook: 11) J. Hartog, op.crt.
vrouwen in dezelfde functies vrijwel J.J. Schippers, Beloningsdiscriminatie van de
hetzelfde verdienen als mannen, maar
dat vrouwen – ook na correctie voor
leeftijd en opleidingsniveau – minder
dan mannen in hogere functies voorko- Appendix: kwantificering van het verschil in beloning tussen mannen en vrouwen
men. De vraag in hoeverre er daarbij
De navolgende vergelijkingen zijn gemaakt op basis van gegevens uit het Loonstructuursprake is van discriminatie en in hoe- onderzoek (LSO) 1979 van het CBS. Het LSO is het eerste, en tot op heden tevens laatste,
verre de afwijkende arbeidsmarktparti- omvangrijke loononderzoek onder alle bedrijfstakken waarbij ook naar opleidingsniveau is
cipatiegraad in het geding is, kan op gevraagd. Uit deze steekproef van bijna een half miljoen werknemers worden hier de gegebasis van het Loonstructuuronderzoek vens van werknemers met een volledige werkweek in de bedrijven met code SB1 1 t/m 8 geniet worden beantwoord. Daarvooor is bruikt. Dat deel van het LSO bevat gegevens van 241 .000 werknemers.
informatie nodig over het aantal jaren
Allereerst een gebruikelijke regressieberekening:
dat de loopbaan is onderbroken dan
wel – bij jonge vrouwen – in hoeverre (a) InF = 0,29 L + 0,15 L + 0,12 14 + 0,07 L + 0,03 L
3
5
6
2
dat mag worden verwacht. Een werk(1)
(6)
(5)
(3)
(9)
hypothese daarbij kan zijn dat de toe+ 0,02 L7 + 0,01 L8 – 0,02 L9 – 0,03 LIQ + 0,09 O2
genomen participatiegraad bij vrou(5)
(0)
(1)
(1)
(D
wen niet in dezelfde mate heeft geleid
R 2 = 0,53
0,20 03 + 0,28 O4 + 0,28 O5 – 0,15 G + 2,93
(12)
(10)
(5)
(7)
(96)
tot toename van de kans op een hogere functie.
F = het feitelijke gemiddelde loon (in gld. x 1 .000) per categoric naar leeftijd, opleidingsniveau, geslacht, per vintiel. Daarbij bevinden zich in het laagste vintiel van een groep
Conclusie
Zowel bij de gedachte dat vrouwen
in het algemeen minder zouden verdienen dan mannen met dezelfde leeftijd
en opleidingsniveau, als bij het idee
dat vrouwen (qua leeftijd en opleidingsniveau) minder gekwalificeerd
zouden zijn dan mannen met hetzelfde
loon, wordt de loondifferentiatie naar
sexe niet zuiver geformuleerd. Het
blijkt niet om een algemene tendens te
gaan, maar om een specifieke: in het
Nederlandse bedrijfsleven verdienen
vrouwen bij de lagere niveaus (qua
leeftijd en opleidingsniveau) weinig
minder dan mannen, maar bij de hogere niveaus verdienen vrouwen duidelijk minder dan mannen met dezelfde
leeftijd en opleiding. Qua functie is er
echter weinig beloningsverschil tussen mannen en vrouwen. Dit betekent
dat vrouwen minder carriere maken
dan mannen met overeenkomstige leeftijd en opleiding.
M. van Schaaijk
De auteur is werkzaam bij het Centraal Planbureau. Hij dankt A. Verkade voor het uitvoeren van de berekeningen en J. Frijns en J. Kok
voor nun commentaar op een eerdere versie
van dit artikel.
9) Loontechnische Dienst, De beloning van
mannen en vrouwen in de intramurale gezondheidszorg, Den Haag, 1984, en De beloning
van mannen en vrouwen in de groothandel,
Den Haag, 1983. In het onlangs gereedgekomen LTD-onderzoek Gelijke behandeling van
mannen en vrouwen tijdens dienstverband
1985/85, januari 1987, wordt wel geconcludeerd dat mannen bijna steevast meer verdienen dan vrouwen op een zelfde LTD-functie-
met een bepaalde leeftijd, opleidingsniveau en geslacht de 5% laagst betaalden en in
het hoogste vintiel de 5% best betaalden van die groep. In totaal worden er 2000 categorieen onderscheiden en bij de berekeningen wordt rekening gehouden met het aandeel van iedere categorie in het totale aantal werknemers. De gegevens zijn
gebaseerd op een steekproef van netto 241 .000 werknemers welke zijn gegroepeerd
naar de 2000 zojuist genoemde categorieen.
L = leeftijd in 10 klassen: 16-20,21-24, …., 60-64 jaar, met daarbij de volgende kwantificering: voor een categorie met een bepaalde leeftijd krijgt de leeftijdsvariabele behoren-
de bij die leeftijd alsmede de jongere leeftijdsvariabelen de waarde 1 en de oudere
leeftijdsvariabelen de waarde 0. Daarbij is de jongste leeftijdsgroep als referentiegroep gehanteerd.
O = opleidingsniveau in 5 groepen: lager, uitgebreid lager, middelbaar, hoger, wetenschappelijk. Voor een categorie met een bepaalde opleiding krijgt de daarbij behoren-
de opleidingsvariabele alsmede de lagere opleidingsvariabelen de waarde 1 en
hogere opleidingsvariabelen de waarde 0, Daarbij is het laagste opleidingsniveau de
referentiegroep.
G = geslacht; man 0, vrouw 1 .
Uit schattingsresultaat (a) kan men bij voorbeeld afleiden dat 21-24-jarigen ceteris pari-
bus29% meer verdienen dan 16-20-jarigen, dat uitgebreid lager onderwijs ceteris paribus
9% beter wordt betaald dan alleen lager onderwijs en dat vrouwen ceteris paribus 1 5% min-
der zouden verdienen dan mannen.
Bij omgekeerde regressie draait men de zaak om. Het kwalificatieniveau is dan de te verklaren variabele en het loon de verklarende variabele. Daarbij is het kwalificatieniveau berekend op basis van de coefficienten uit vergelijking (a). Zoiets is uiteraard moeilijk te
interpreteren. Er wordt hier dan ook geen pleidooi gehouden voor de methode van de omgekeerde regressie. We registreren slechts de volgende uitkomst:
(b) (0,29 L2 + 0,15 L3 … + 0,28 O5)
0,45 InF – 0,08 G – 0,93
(41)
(6)
(23)
R 2 = 0,52
Vervolgens schatten we de man-vrouw-loondifferentiatie zodanig dat rekening wordt gehouden met de mogelijkheid dat die differentiatie bij de lagere loongroepen anders is dan
bij de hogere loongroepen:
(c) InFV = 0,86 InFM + 0,33
(136)
(14)
R 2 = 0,95
FV = het loon van vrouwen per categorie naar leeftijd, opleidingsniveau en vintiel. De
laagst betaalde mannen in een categorie met een bepaalde leeftijd en opleidingsniveau worden dus vergeleken met de laagst betaalde vrouwen in die categorie, enz.
FM = idem van mannen. Dezelfde 2.000 categorieen als in de eerdere berekening worden
onderscheiden. Bij de berekening in (c) en ook in (d) is gewogen met het aantal mannen per categorie. Bij weging met het aantal vrouwen vindt men vrijwel dezelfde uitkomsten.
Voert men hier omgekeerde regressie uit, dan wordt – na herleiding – hetzelfde resul-
taat gevonden. Ook hier gelet op de hoge R2 en t-waarden een zeer fraai schattingsresultaat:
(d) InFM = 1,11 InFV – 0,18
(136)
(6)
R 2 = 0,95