Magma topp logo Til forsiden Econa

Ole Skalpe er dr.oecon fra Norges Handelshøyskole. Han har studert sosialøkonomi ved UiO og har en MBA-grad fra Manchester Business School. Skalpe har arbeidserfaring fra Konkurransetilsynet og Procter & Gamble i London. For tiden har han et post.doc-stipend ved Handelshøyskolen BI og en toerstilling ved Høgskolen i Buskerud.

Kvinner leder små bedrifter i lite lønnsomme bransjer

Lønnsforskjellene mellom bedriftsledere er i utgangspunktet større enn ellers i arbeidslivet. Kvinner får mindre betalt enn menn fordi de leder små bedrifter i bransjer med lav inntjening og dårlig lønnsevne. Forskjellene avtar videre med bedriftsledernes eierandel i selskapene. Det er ingen lønnsforskjeller mellom kvinner og menn som eier og driver sin egen virksomhet, mens lønnsgapet er betydelig blant ledere uten eierandel.

Dette er konklusjonen basert på informasjon fra 17 797 norske private foretak. Om lag 10 prosent av lederne i utvalget er kvinner. Denne studien dokumenterer dessuten at høy kvinneandel i en bransje både gir lavere lønnsnivå og samtidig større lønnsforskjeller mellom kvinner og menn. Dette kan skyldes følgende:

1. De aller største bedriftene i de kvinnedominerte miljøene ledes av menn.

2. Kvinnelige ledere er flinkere til å forhandle frem likeverdige lønnsvilkår på mannsdominerte arbeidsplasser.

3. Menn som rekrutteres til kvinnedominerte bransjer, forhandler lønn med et høyere utgangspunkt fra et mannsdominert miljø.

Innledning

Lønnsforskjeller mellom menn og kvinner i en homogen gruppe av daglige ledere i små og mellomstore foretak er hovedtema i denne artikkelen. Norge er et interessant utgangspunkt fordi vi oppfatter oss selv som et foregangsland innen likestillingsspørsmål. Denne oppfatningen er forsterket etter at Bondevik-regjeringen lovfestet at alle allmennaksjeselskaper og statlige foretak skal ha minst 40 % representasjon av hvert kjønn i sine styrende organer. Loven trådte i kraft 1. januar 2006, og selskapene har to år på seg til å oppfylle kravet.

Economist (2005) har fastslått at Norge allerede er verdensledende på kvinneandel i styrer. Dette skyldes at de norske selskapene har rekruttert et betydelig antall kvinnelige styremedlemmer siden lovforslaget ble fremmet i 2003. Den varslede loven har dermed allerede hatt en tilsiktet effekt. Loven berører imidlertid ikke private bedrifter eller posisjoner i selskapenes ledelse. Kjønnsforskjeller mellom daglige ledere og direktører i private organisasjoner har så langt fått lite oppmerksomhet fra myndigheter og fagforeninger. På dette området er det fremdeles markedskreftene som dominerer både kjønnsfordelingen og lønnsfastsettelsen.

Denne artikkelen fokuserer på lønnsdiskriminering i et fritt og lite regulert marked av daglige ledere i private foretak. Studien analyserer dessuten hvorvidt ledernes eierandeler i bedriftene påvirker kjønnsforskjellene i lederkompensasjon. Til slutt har vi sammenlignet lønnsgapet i kvinnedominerte og mannsdominerte virksomheter. Studien kan formuleres i tre problemstillinger:

1. Er det større lønnsforskjeller mellom kvinnelige og mannlige bedriftsledere enn det er mellom kjønnene ellers i arbeidslivet?

2. Påvirker bedriftsledernes eierandel lønnsforskjellene mellom kjønnene?

3. Er det forskjeller i lederlønnsgapet i henholdsvis kvinnedominerte og mannsdominerte miljøer?

Utvalget i studien

Utvalget inneholder informasjon fra 17 797 norske private foretak. Om lag 10 prosent av lederne i utvalget er kvinner. Datamaterialet gjør det mulig å studere betydningen av kjønn blant ledere i et bransje- og eierskapsperspektiv. Vi antar at lønnsdiskriminering ikke er relevant i eierstyrte bedrifter, fordi lederne bestemmer sin egen lønn. Lønnsforskjellene blant daglige ledere uten eierandel kan imidlertid skyldes lønnsdiskriminering basert på kjønn. Disse problemstillingene blir testet empirisk.

Ledere uten eierandel representerte en gruppe på 6452 bedrifter, mens det var 5991 bedrifter i utvalget hvor daglig leder eide opptil 50 prosent av selskapet. I 2526 bedrifter hadde daglig leder en majoritetsandel i selskapet, mens 2828 bedrifter var ledet og eiet 100 prosent av én og samme person. Til slutt har vi sammenlignet lederlønnsforskjeller i butikk-kategorier med henholdsvis 5 prosent og 35 prosent kvinnelige ledere. Dette underutvalget består av 2422 butikksjefer som benyttes til å belyse problemstilling 3.

Lønnsgapet mellom kvinner og menn

Lønnsforskjellene mellom kvinner og menn har en lang historie, og de har vært sterke og stabile over tid og på tvers av landegrenser og kulturer (Gray og Benson, 2003). Etter Beckers arbeid med «The Economics of Discrimination» fra 1957 har mange studert og analysert kjønnforskjeller i avlønning og kompensasjon. Becker hevdet at produktivitetsforskjellene mellom menn og kvinner forklarte noe av differansen, mens han også understreket at lønnsforskjellene kunne skyldes at kvinner ble diskriminert av arbeidsgiver, andre ansatte og kundene. Litteraturen generelt fremhever menneskelig kapital, sosiale nettverk, jobbengasjement og personlige karakteristika som drivere for kjønnsbaserte lønnsforskjeller.

Senere er det blitt påpekt at det kjønnsdelte arbeidsmarkedet forklarer en stor del av lønnsforskjellene (Groshen, 1990). Kvinner er mer tilbøyelige til å arbeide innen personlig tjenesteyting (Bird og Sapp, 2004; Kunze, 2005). Disse virksomhetene opererer normalt i mer uoversiktlige markeder med sterkere konkurranse. Dette skaper press på inntjeningen som gir bedriftene svakere lønnsevne (Bird, Sapp, og Lee, 2001). Det har også blitt fremhevet at høyere samlet sosial status gjør det lettere for menn å utvikle ferdigheter og nettverk som er mer nyttige og målrettet for suksess i næringslivet (Baines og Wheelock, 2000).

I denne studien forutsetter vi at bedriftens økonomiske resultater er viktigere enn hvor mye tid daglig leder tilbringer på kontoret. Daglig leders kompetanse og motivasjon måles indirekte gjennom bedriftens økonomiske resultater. Videre blir det tatt hensyn til bransjetilhørighet for dermed å korrigere for det kjønnsdelte arbeidsmarkedet.

Signifikante lønnsforskjeller er dokumentert i de fleste land, innen mange profesjoner og i ulike industrier. McNabb og Wass (2005) studerte advokater, mens andre har fokusert på lønnsforskjeller innen akademia (f.eks. Gander, 1997). Morgan (1998) undersøkte ingeniører, mens Baker (1996) studerte lønnsgapet blant leger. I litteraturen blir det imidlertid påpekt at studier av kjønnsforskjeller på toppledernivå er sjeldne fordi det ikke finnes nok kvinner til å foreta forsvarlige statistiske analyser (Bertrand og Hallock, 2001). Renner, Rives og Bowlin (2002) gjorde nylig en studie av kjønnsrelaterte lønnsforskjeller blant Standard og Poors 500 største selskaper. Forfatterne var tvunget til å inkludere hele ledelsen i utvalget fordi bare to av de fem hundre topplederne var kvinner.

I underskogen av små og mellomstore private selskaper i Norge finnes imidlertid et tilstrekkelig antall kvinnelige toppledere til å foreta statistiske analyser. I mange land er det vanskelig å innhente informasjon fra private selskaper, og derfor er det få publiserte undersøkelser av lederlønn i denne sektoren av økonomien (Ke, Petroni og Safieddine, 1999). I Norge er dette lettere fordi alle aksjeselskaper plikter å sende detaljerte informasjoner til enhetsregisteret i Brønnøysund.

Faktorer som påvirker lederlønn

Lederlønn påvirkes av en rekke faktorer. Dersom vi skal kunne isolere effektene fra kjønn og eierandel, må vi kontrollere for andre faktorer som kan påvirke sammenhengene.

Selskapets størrelse

Tosi, Werner, Katz, og Gomez-Mejia (2000) har i en omfattende litteraturstudie slått fast at selskapenes økonomiske resultater forklarer mindre enn 5 prosent av variasjonene i lederlønningene, mens selskapets størrelse forklarer over 40 prosent av lederlønnsnivået. Et størrelsesmål gir lederen mulighet til å argumentere for en kompensasjon som samsvarer med omfanget av det ansvaret som lederjobben innebærer. Store selskaper er mer komplekse å styre, og de krever derfor høyere lederkompetanse. I store bedrifter finnes det ofte flere ledernivåer enn i små – noe som i seg selv vil øke nivået på toppen av pyramiden. Lederlønningene betyr dessuten mindre i store selskaper enn i små, mens lederens avgjørelser samtidig har større økonomiske konsekvenser. Forhandlingssituasjonen og muligheten for høy lederlønn er derfor langt bedre i store selskaper. Selskapets størrelse er en viktig kontrollvariabel i denne studien.

Økonomisk resultat

Et av formålene med regnskapet er å gi eieren informasjon om daglig leders arbeid. Bedriftseieren bør derfor belønne daglig leder for et godt økonomisk resultat og straffe lederen dersom regnskapet viser at virksomheten går dårlig. Empiriske studier har dokumentert at det er en signifikant sammenheng mellom regnskapsmessig inntjening og lederlønn (Firth, Tam, og Tang, 1999). I denne studien har vi benyttet totalrentabilitet som lønnsomhetsmål (jf. Ke et al., 1999).

Erfaring og kompetanse

Mål for ledererfaring, dyktighet og utdannelse er ikke tilgjengelig i vårt datagrunnlag. Vi argumenterer for at disse utelatte variablene ivaretas indirekte gjennom målinger av firmaets økonomiske resultater. Dessuten studerer vi en homogen gruppe av yrkesutøvere hvor begge kjønn i utgangspunktet bør være motiverte og kvalifiserte for den krevende stillingen de innehar. Daglig leders alder er likevel tatt inn i modellen for å kompensere for disse utelatte variablene. Vi har fulgt tradisjonen og modellert en kurvelineær sammenheng mellom alder og lønn.

Lokalisering

Levekostnadene varierer i ulike deler av landet, og litteraturen fremhever at geografisk lokalisering påvirker lederlønnsnivået (Gomez-Mejia, Tosi og Hinkin, 1987). Selv om disse forskjellene sannsynligvis er noe mindre i Norge enn i andre land, har vi valgt å inkludere en lokaliseringsvariabel i modellen. Denne variabelen er basert på Statistisk sentralbyrås definisjon av sentralitet1. Vi antar at bedrifter som er lokalisert i sentrale områder, betaler høyere lederlønninger enn bedrifter i grissgrendte strøk.

Bransjetilhørighet

Tosi og Gomez-Mejia (1989) beskriver bransjetilhørighet som viktige kontrollvariabler i lederlønnsmodeller. Disse kontrollvariablene er også avgjørende for å beskrive lønnsforskjellene i det kjønnsdelte arbeidsmarkedet.

Samme jobb – lik lønn

Uobserverbare faktorer som preger både arbeidsoppgavene og personene som utfører dem, er en stor utfordring i studier av lønn. Dette truer gyldigheten av de dokumenterte lønnsforskjellene mellom kvinner og menn som beskrives i litteraturen (Bertrand og Hallock, 2001). Formålet med kontrollvariablene i modellen er å redusere problemet. Datamaterialets omfang gjorde det videre mulig å foreta analyser innen én og samme bransje for å validere resultatene fra hele utvalget på tvers av bransjer. I denne artikkelen viser vi resultatene fra analyser av lederlønninger blant 2422 butikksjefer i henholdsvis manns- og kvinnedominerte butikk-kategorier.

Modell

Modellen innebærer at ledernes kompensasjon avhenger av kjønn og eierandel, og videre er en funksjon av selskapets størrelse, de økonomiske resultatene, daglig leders alder, selskapets lokalisering og bransjetilhørighet. Vi har forutsatt at lederlønningene i 2001 blir forhandlet frem på basis av bedriftens resultater i 2000. Variablene som inneholder informasjon om kjønn, alder, eierandel, lokalisering og bransje, er basert på opplysninger fra 2001, mens bedriftsstørrelse og lønnsomhet er basert på målinger i 2000. Tabell 1 beskriver variablene og analysemodellen.

Datagrunnlag

Alle aksjeselskaper i Norge plikter å sende inn regnskapsinformasjon til enhetsregisteret i Brønnøysund. Tallmaterialet er hentet fra dette registeret. Fra og med regnskapsåret 1999 ble det vedtatt at selskapene blant annet skulle gi opplysninger om daglig leders kompensasjon. Videre krever beregningene av totalrentabilitet informasjon fra to påfølgende år. Småbedrifter med mindre enn fem ansatte, omsetning under én million, bokførte eiendeler under 500 000 eller lavere lederlønninger enn 200 000 ble fjernet fra utvalget. Tabell 2 viser noe av årsaken til at lønnsforskjellene mellom mannlige og kvinnelige ledere i utgangspunktet er stor. Oversikten dokumenterer at kvinnelige ledere er overrepresentert i bransjer med lav lønnsevne, som kultur, helse, omsorg, turisme og handel. Videre bekrefter tabellen at disse bransjene generelt har et lavere lønnsnivå enn gjennomsnittet i utvalget. Det lave lønnsnivået vil også påvirke lederens evne til å oppnå høy kompensasjon. Tabellen antyder at det kjønnsdelte arbeidsmarkedet i Norge også er relevant for ledere av private selskaper. Det er for eksempel tydelige forskjeller i lønnsnivået mellom butikker som tradisjonelt er rettet mot henholdsvis mannlige og kvinnelige kundegrupper. Både de ansatte og butikksjefene tjener mer i et byggevareutsalg enn i forretninger som for eksempel selger gaveartikler og blomster.

Variabler, definisjoner og modell

Variabler Definisjoner
Lederkompensasjon

Rapportert lederkompensasjon i år t, hvis utbytte< 0,1*egenkapital elleregenkapital< 0, ellers (Rapportertlederkompensasjon +Lederenseierandel *(Utbytte - 0,1*egenkapital)) er loggtransformert og egenkapitalen erbokført verdi.

Kvinnelig leder Dummy variabel = 1 hvis daglig leder i bedrift i år t erkvinne, ellers lik 0.
Daglig leders eierandel Daglig leders andel av aksjene i selskapet
Selskapets størrelse i år t-1

Logaritmen av salgsinntekter

Lønnsomhet

Totalrentabilitet: Resultat før ekstraordinære posterpluss finansinntekter/((Sumeiendeler +Sum eiendeler)/2).1 % ekstremverdiene er fjernet (Winsorisert).

Lederinformasjon Lederens alder beregnet ut fra fødselsår.
Lokalisering

Dummy variabel, tar verdienen hvisselskap i er lokalisert i et urbant område, ellers erverdiennull. Definisjonen på urbant områdeer basert på offisielle definisjoner av sentralitetpublisert av Statistisk Sentralbyrå.

Bransjer Næringer etter første siffer i NACE-koden: 1.Primærnæringer. 2. Energi 3. Industri. 4. Bygg og anlegg. 5.Handel. 6. Turisme. 7. Transport. 8. Kultur, helse ogomsorg. 9. Forretningsmessig tjenesteyting.
Modell  

lg(Lederlønn)=

( +(Kvinneligleder + ((Dagligleders eierandel) +( lg(Salgsinntekter)+(Totalrentabilitet +(Leders alder+( (Leders alder) 2 + (Urban +((Bransje)

Dummy variabel

Resultater

Tabell 3 viser en oppsummering av resultatene fra undersøkelsens analyser.

Øverst i tabellen har vi rapportert noen enkle beregninger av brutto lederlønnsforskjeller for hele utvalget og i de ulike underutvalgene. Disse beregningene tar ikke hensyn til forskjeller i bedriftsstørrelse, lønnsomhet, lederens alder, lokalisering eller bransje.

Tabell 2: Bransjer, kjønn og lønn

  Antall i bransje Andel kvinneledere Gj. snitt lederlønn 1 Gj. snitt lønnsnivå 1
Kultur, helse og omsorg 984 22 % 498 253
Turisme 652 20 % 476 206
Handel 6114 11 % 524 277
hvorav: Mannsdominerte butikker 2 1640 5 % 477 278
hvorav: Kvinnedominerte butikker 3 782 35 % 439 205
Forretningsmessig tjenesteyting 2792 9 % 691 409
Transport 980 6 % 561 334
Primærnæringer 279 6 % 492 335
Industri 3129 5 % 544 318
Energi 225 4 % 681 397
Bygg og anlegg 2642 1 % 503 305
Pearson korrelasjon på hovedbransjenivå: Andelkvinneledere og lønnsnivå: -,356 -,686    
1 Tall i 1000' NOK. Verdiene er basert på ettrimmet gjennomsnitt hvor 5 % av ekstremverdiene erfjernet. 2 Mannsdominerte butikker: Radio, tv,data, tele, byggevarer, kjøretøy og drivstoff. 3 Kvinnedominerte butikker: Klær, sko, innredning,gaveartikler, bøker, blomster, og smykker.

Den beskrivende statistikken øverst i tabell 3 viser at mennene i alle våre utvalg har høyere lederlønn enn kvinnene. Bruttolønnsforskjellene mellom kvinner og menn avtar når lederens eierandel øker. Oversikten markerer at kvinnelige ledere uten eierandel tjener 72 % av lønnen til sine mannlige kollegaer. Dette er en større forskjell enn det tilsvarende studier av kjønn og lønn har dokumentert i andre yrkesgrupper i Norge.2 Tabellen forteller imidlertid at de kvinnelige lederne har ansvar for langt mindre selskaper enn deres mannlige kollegaer. I gruppen med bedriftsledere uten eierandeler omsetter de kvinnestyrte bedriftene bare 36 % av omsetningen til bedrifter ledet av menn. Kvinner leder små bedrifter, og dette forklarer noe av de tilsynelatende store lønnsforskjellene.

Vi har videre testet lederlønnsmodellen fra tabell 1 i de ulike utvalgene. Formålet med regresjonsmodellen er å fange opp relevante faktorer for dermed å isolere betydningen av lederens kjønn. Modellen forteller at kvinnelige ledere har signifikant lavere lederkompensasjon sammenlignet med sine mannlige kollegaer. Selv om vi altså tar hensyn til kjønnsforskjeller i bedriftsstørrelse, lønnsomhet, alder og lokalisering, dokumenterer regresjonsmodellen at kvinnelige ledere fortsatt har lavere lønn.

Modellen viser at bedriftsledernes eierandel reduserer lønnsforskjellene, og kvinnenes eierandeler bidrar således til større kjønnslikhet. Dette poenget blir illustrert i de fire utvalgene hvor daglig leder har ulike eierandeler. Undersøkelsen viser tydelig at lønnsforskjellene mellom kvinner og menn avtar med eierandel. Lønnsforskjellene er svært små når daglig leder samtidig er majoritetsaksjonær, og det er ingen kjønnsbaserte lønnsforskjeller blant eneeiere som styrer sin egen bedrift. Dette fremkommer av de standardiserte betaverdiene til dummy variabelen for kvinnelig leder som er rapportert i regresjonsmodellene i tabell 3.

Beskrivende statistikk og regresjonsmodeller

  Hele utvalget Ingen eierandel 1 Minoritetseiere 1 Majoritetseiere 1 Eneeiere 1 Manns-dominerte 2 Kvinne-dominerte 3
Beskrivende statistikk:
Brutto lederlønn kvinne/mann 4 78 % 72 % 79 % 83 % 86 % 85 % 76 %
Bedriftsstørrelse kvinne/mann 4 51 % 36 % 58 % 61 % 69 % 71 % 54 %
Andel kvinnelige ledere 8,8 % 9,8 % 8,9 % 7,2 % 7,6 % 5,5 % 34,7 %
Korrelasjon: kvinne og lederlønn 5 -,075 *** -,112 *** -,081 *** -,057 ** -,034 † -,078 ** -,191 ***
kvinne og bedriftsstørrelse 5 -,138 *** -,186 *** -,150 *** -,128 *** -,102 *** -,063 * -,355 ***
Regresjonsmodeller 6

Avhengig variabel:LOG(lederlønn)

             
Uavhengige variable:              
Kvinnelig leder -,049*** -,056 *** -,059 *** -,035 * -,008 -,038 † -,053 †
t-verdier -7,8 -6,3 -5,4 -2,0 -0,5 -1,8 -1,7
Daglig leders eierandel ,171 ***         ,154 *** ,272 ***
t-verdier 25,3         6,8 8,7
Kontrollvariabler:
Log Salgsinntekter ,502 *** ,630 *** ,413 *** ,353 *** ,335 *** ,387 *** ,425 ***
Totalrentabilitet (Winzorized 1 %) ,180 *** -,007 ,245 *** ,317 *** ,346 *** ,202 *** ,271 ***
Daglig leders alder ,516 *** ,603 *** ,665 *** ,383 * ,193 ,705 *** ,191
Daglig leders alder kvadrert -,508 *** -,581 *** -,662 *** -,366 * -,172 -,705 *** -,187
Urban lokalisering ,131 *** ,117 *** ,136 *** ,146 *** ,116 *** ,171 *** ,043
Justert R 2(modellens forklaringskraft) 33 % 51 % 33 % 27 % 25 % 25 % 32 %
N= 17797 6452 5991 2526 2828 1640 782
1 Ingen eierandel: Daglig leder har ingeneierandel. Minoritetseier: Daglig leder eier mindre enn50 %. Majoritetseier: Daglig leder eier mer enn 50 %.Eneeier: Daglig leder eier 100 %. 2 Mannsdominertebutikker innenfor radio, tv, data, tele, byggevarer,kjøretøy og drivstoff. 3 Kvinnedominerte butikkerinnenfor klær, sko, innredning, gaveartikler, bøker,blomster, og smykker. 4 Basert på et trimmetgjennomsnitt av lederlønn og omsetning hvor 5 % avekstremverdiene er fjernet. 5 Spearman rankkorrelasjonskoeffisient som ikke avhenger av egenskapene tilden underliggende fordelingen. 6 Standardisertebetaverdier er rapportert. Bransjetilhørighet er inkludert imodellene, men betaverdiene er ikke rapportert. †, *, ** and*** representerer signifikante resultater på hhv. 10 %, 5 %,1 % og 0,1 % konfidensintervall nivå.

Avhengig variabel:LOG(lederlønn)

Lederlønninger i varehandelen

Til slutt har vi valgt å undersøke sammenhengen mellom kjønn og lederlønn i varehandelen. Dette er en bransje med lave etableringshindringer, sterk konkurranse, moderate lønninger og mange kvinnelige ledere (jf. Bird og Sapp, 2004). Vi har imidlertid valgt å fokusere på utvalgte butikk-kategorier som er henholdsvis manns- og kvinnedominerte. Utvalget innenfor kvinnedominerte butikker selger klær, sko, innredningsprodukter, gaveartikler, bøker, blomster og smykker. I de mannsdominerte forretningene finner vi produkter som radio, tv, data, tele, byggevarer, kjøretøy og drivstoff.

Den beskrivende statistikken i tabell 3 viser at lønnsforskjellene mellom kvinner og menn er størst i de kvinnedominerte butikk-kategoriene. Sammenhengene mellom kjønn og bedriftsstørrelse viser at de mannlige lederne i de kvinnedominerte butikk-kategoriene leder de aller største butikkene. Fenomenet er ikke like fremtredende i gruppen med mannsdominerte butikker. Dette betyr at de få kvinnelige lederne i de mannsdominerte butikk-kategoriene oppnår større lønnslikhet, fordi de leder relativt større forretninger enn sine kvinnelige kollegaer i de kvinnedominerte butikk-kategoriene.

Regresjonsmodellene i disse to homogene underutvalgene fra varehandelen viser imidlertid at kjønnsvariabelen fremdeles har en negativ effekt på lederlønningene. Selv om vi tar hensyn til forretningsstørrelse, lønnsomhet, alder og lokalisering, dokumenterer modellene at kvinnelige ledere stadig er underbetalte. Modellene bekrefter dessuten at lønnsforskjellene mellom kvinner og menn er større i kvinnedominerte enn i mannsdominerte miljøer. De kjønnsbaserte lønnsforskjellene er altså mindre blant ledere i byggevareutsalg og på bensinstasjoner enn blant ledere av møbelforretninger og blomsterbutikker – selv når vi tar hensyn til kjønnsforskjellene i bedriftsstørrelse mellom de to kategoriene.

Kvinnedominerte og mannsdominerte bransjer

Analysene viser at lønnsgapet mellom kjønnene er større i kvinnedominerte enn i mannsdominerte miljøer. Høy kvinneandel i en bransje gir altså både lavere lønnsnivå og samtidig større lønnsforskjeller mellom kvinner og menn. Dette skyldes delvis at de største bedriftene i de kvinnedominerte miljøene ledes av menn. Regresjonsmodellene viser imidlertid at kvinnene har lavere lederlønn selv om vi kontrollerer for forretningsstørrelse. Årsaken kan være at menn som rekrutteres til kvinnedominerte bransjer forhandler lønn med et høyere utgangspunkt fra et mannsdominert miljø. Dessuten er det kanskje lettere for en liten gruppe kvinnelige ledere å forhandle frem likeverdige lønnsvilkår i mannsdominerte miljøer.

Undertegnede vil påpeke at et liknende empirisk fenomen påvises i en artikkel som publiseres i Tourism Managment i løpet av 2006. Artikkelen dokumenterer at lønnsforskjellene mellom kvinnelige og mannlige ledere er langt større i en kvinnedominert reiselivsnæring enn i den mannsdominerte norske industrien. I reiselivsnæringen blir det antatt at kvinners tradisjonelle roller som vertinner og stuepiker bidrar til diskriminering av de nye kvinnelige lederne i deres lønnsforhandlinger (jf. Leontidou, 1994). I de kvinnedominerte butikk-kategoriene kan vi heller ikke utelukke at kvinnene lettere identifiseres med dårlig betalte ekspeditriser og derfor både krever og oppnår lavere lederkompensasjon enn menn.

Noter

  • 1: Standard for kommuneklassifisering 1994 (NOS C192).Statistisk sentralbyrås inndeling i fire kategorier er redusert til to.I modellen er dette en dummy = 1 for urbant og 0 for grissgrendt.
  • 2: Tall fra Statistisk sentralbyrå i samme periode viser forøvrig at kvinners andel av menns lønn varierte fra 80 % for ansatte innenvarehandel til 94 % for undervisningspersonale i skoleverket.

Litteratur

  • Baines, Susan, og Jane Wheelock (2000): «Work and employment in small businesses: Perpetuating and challenging gender traditions.» Gender, Work and Organization Vol. 7, No. 1, pp. 45–56.
  • Baker, Lawrence (1996): «Differences in Earnings between Male and Female Physicians». New England Journal of Medicine, Vol. 334, pp. 960–964.
  • Becker, Gary S. (1957): The Economics of Discrimination. University of Chicago Press, Chicago.
  • Bertrand, Marianne og Kevin F. Hallock (2001): «The Gender Gap In Top Corporate Jobs.» Industrial and Labor Relations Review, Vol. 55, No. 1.
  • Bird, Sharon R. og Stephen G. Sapp (2004): «Understanding the gender gap in small business success – Urban and rural comparisons.» Gender Society, Vol. 18, No. 1, pp. 5–28.
  • Bird, Sharon R., Stephen G. Sapp og Motoko Lee (2001): «Small business success in rural communities: Explaining the sex gap.» Rural Sociology, Vol. 66, No. 4, pp. 507–531.
  • Economist, July 23rd–29th 2005. «Helping women to get to the top.» Special report. Women in Business. Pp. 54–56.
  • Gander, James. P. (1997): «Gender-Based Faculty-Pay Differences in Academe: A Reduced-Form Approach.» Journal of Labor Research, Vol. 18, No. 3 (Summer), pp. 451–61.
  • Gomez-Mejia, Luis R, Henry Tosi og Timothy Hinkin (1987): «Managerial Control, Performance and Executive Compensation.»Academy of Management Journal, Vol. 30, No 1, pp. 51–70.
  • Gray, Samuel R. og Philip G. Benson (2003): «Determinants of Executive Compensation in Small Business Development Centers.» Nonprofit Management & Leadership, Vol. 13, No. 3, Spring. Wiley Periodicals, Inc.
  • Groshen, Erica L. (1990): «The structure of the female/male wage differential: is it who you are, what you do, or where you work?» Journal of Human Resources, Vol. 26, No. 3, pp. 457–472.
  • Ke, Bin, Kathy Petroni og Assem Safieddine (1999): «Ownership concentration and sensitivity of executive pay to accounting performance measures: Evidence from publicly and privately-held insurance companies.» Journal of Accounting and Economics, Vol. 28, 1999. pp. 185–209.
  • Kunze, Anne (2005): «The evolution of the gender wage gap.» Labour Economics, Vol. 12, pp. 73–97.
  • Leontidou, L. (1994): Gender dimensions of tourism sub-cultures and restructuring. In Tourism: A Gender Analysis. ed. V. Kinnaird and D. Hall. Wiley, New York.
  • McNabb, Robert og Victoria Wass (2005): «Male-female earnings differentials among lawyers in Britain: a legacy of the law or a current practice?» Labour Economics. Article in Press.
  • Morgan, Laurie (1998): «Glass-Ceiling Effect or Cohort Effect? A Longitudinal Study of the Gender Earnings Gap for Engineers, 1982 to 1989.» American Sociological Review, Vol. 63, No. 4 (August), pp. 479–493.
  • Renner, Celia, Janet M. Rives og William F. Bowlin (2002): «The Significance of Gender in Explaining Senior Executive Pay Variations: An Exploratory Study.» Journal of Managerial Issues, Vol. XIV, No. 3, Fall, pp. 331–345.
  • Tosi, Henry L. Jr., Steve Werner, . Katz og Luis R. Gomez-Mejia (2000): «How Much Does Performance Matter? A Meta-Analysis of CEO Pay Studies.» Journal of Management, Vol. 26, No. 2, pp. 301–339.
  • Tosi, Henry L. Jr. og Luis R. Gomez-Mejia (1989): «Decoupling of CEO Pay and Performance: An Agency Theory Perspective.» Administrative Science Quarterly, Vol. 34, pp. 169–189.

© Econas Informasjonsservice AS, Rosenkrantz' gate 22 Postboks 1869 Vika N-0124 OSLO
E-post: post@econa.no.  Telefon: 22 82 80 00.  Org. nr 937 747 187. ISSN 1500-0788.

RSS