Indirecte beloningsverschillen tussen vrouwen en
mannen1
‘Comparable worth’-benadering versus ‘levensperspectieF-theorie
Uit empirisch onderzoek blijkt dat verschil in beloning tussen vrouwen en mannen hardnekkig is. Uit de gegevens van geïndustrialiseerde landen blijkt dat op geen enkel tijdstip in geen enkel land het gemiddeld uurloon van vrouwen boven dat van mannen uitkomt, of daaraan gelijk is. In het algemeen blijft het loon van vrouwen steken op 60 tot 75% van dat van mannen (Blau, 1978; Madden, 1973; Mineer & Polachek, 1978; Concoran, Duncan & HUI, 1984; Chatab, 1986; Blau & Beller, 1988; Carlson & Swartz, 1988). Ook voor Nederland worden soortgelijke resultaten gevonden (Schippers, 1987; Sociaal en Cultureel Planbureau, 1988). In oktober 1988 verdienden mannen tussen de 15 en 64 jaar met een ‘fuil-time’ baan gemiddeld ƒ 3642,- bruto per maand, terwijl vrouwen met een ‘fulltime’ baan in dezelfde leeftijdscategorie gemiddeld ƒ 2633,- bruto per maand verdienden: 72% van het gemiddelde loon van mannen (CBS, 1990, tabel p. 94).
Een belangrijk deel van de beloningsverschillen tussen vrouwen en mannen kan verklaard wor den door verschillen in opleiding, ervaring en leeftijd. Mannen hebben gemiddeld langer on derwijs genoten en werken gemiddeld langer. Om deze redenen verdienen ze gemiddeld meer dan vrouwen (Siegers & Schippers, 1990). In deze publikatie concluderen Siegers en Schip pers dat met name de hoogte van de opleiding een relevante factor is voor de verdeling van functieniveaus en daarmee voor de verdeling van beloningen. Van het totale verschil in bruto uurloon kan 40% worden verklaard door ver schillen in leeftijd, opleiding en ervaring van vrouwen en mannen. Dit betekent tevens dat een aanzienlijk deel van het verschil in beloning tussen vrouwen en mannen niet verklaard kan worden door opleiding, ervaring en leeftijd. Deze vorm van beloningsverschillen wordt veelal aangeduid als indirecte beloningsverschillen (Schippers, 1987).
Er is sprake van indirecte beloningsverschillen als vrouwen en mannen een gelijke opleiding hebben genoten, even oud zijn en evenveel ervaring hebben op de arbeidsmarkt en vrou
* Karin Sanders is als onderzoeker verbonden bij de vakgroep Sociologie, R ijksuniversiteit Utrecht.
wen systematisch minder beloning ontvangen. Dit is ook het geval wanneer vrouwen en man nen in gelijke functies werkzaam zijn en hier voor ook een gelijke beloning ontvangen maar waar vrouwen gemiddeld over meer opleiding en meer ervaring beschikken dan de mannen; bijvoorbeeld een vrouwelijk bouwkundig teke naar met een hogere beroepsopleiding met tien jaar ervaring die in eenzelfde functie werkt en evenveel verdient als een mannelijk bouwkundig tekenaar met een middelbare beroepsopleiding en met twee jaar ervaring. Op basis van herana- lyse van gegevens van de Loontechnische Dienst blijkt dat deze indirecte beloningsverschillen in Nederland nog op ruime schaal voorkomen (Schippers, 1987). Naast opleiding, ervaring en leeftijd zijn er blijkbaar andere factoren bepa lend voor de verschillen in beloning tussen vrouwen en mannen.
In dit artikel wordt getracht de vraag te beant woorden: ‘Waarom ontvangen vrouwen - bij con
stant houden van leeftijd, opleiding en ervaring - minder beloning dan mannen’? Om deze vraag
te beantwoorden worden twee relatief nieuwe verklaringen - de ‘comparable worth’-benade ring (vgl. Treiman & Hartmann, 1981; Hart- mann, 1985) en de ‘levensperspectief-theorie (Sanders, 1991) - getoetst. Omdat in beide verklaringen uitspraken worden gedaan over een
Indirecte beloningsverschillen tussen vrouwen en mannen
verschillende onderzoekseenheid- de ‘compara ble worth’-benadering over beroepen en de ‘le vensperspectief-theorie over individuen - kun nen ze niet met elkaar worden geconfronteerd. Indien beide houdbaar blijken te zijn, zouden ze een goede aanvulling op elkaar kunnen zijn. Vanuit beide verklaringen zou in dit geval een geïntegreerd theoretisch model opgesteld kun nen worden.
‘Comparable worth’-benadering
De laatste jaren komt er met name vanuit de Verenigde Staten een stroom van literatuur waarin de vraag centraal staat in hoeverre (indirecte) toonverschillen tussen vrouwen- en mannenberoepen het resultaat zijn van een ver schil in maatschappelijke waardering voor vrouwen- en mannenwerk2 (vgl. Treiman & Hartmann, 1981; Hartmann, 1985). Volgens de ‘comparable worth’-benadering ligt de maat schappelijke waardering voor vrouwenwerk in het algemeen lager dan voor mannenwerk. Dit verschil in maatschappelijke waardering zou tot uitdrukking komen in de verschillende func tiewaarderingssystemen. Evenals in de Verenig de Staten wordt in Nederland veelvuldig be weerd dat functiewaarderingssystemen discri minerend ten nadele van vrouwen zouden zijn (onder anderen Bajema, 1988; De Bruijn, 1988; 1991, Veldman, 1989; 1991). Verschillen in functiewaardering van vrouwen- en mannenbe roepen zouden onder meer veroorzaakt worden door (on)volledigheid van functiebeschrijvingen en verschillen in toepassingen van bestaande gezichtspunten. Een voorbeeld van het laatste is het verschil in zorgkwaliteiten (evenals geduld en tact) en leidinggevende kwaliteiten. Zorgkwa liteiten worden in het algemeen aan vrouwen en leidinggevende kwaliteiten aan mannen toege schreven. In de meeste functiewaarderingssyste men wordt ‘leidinggeven’ wel geldelijk gewaar deerd maar ‘zorg’ niet (zie ook De Bruijn, 1988, 1991).3
In de ‘comparable worth’-benadering wordt ge steld dat, wanneer vrouwen- en mannenarbeid op eenzelfde wijze zou worden gewaardeerd, er geen sekseverschil in beloning meer zou be staan, gegeven een gelijk niveau van verrichte arbeid. Volgens de aanhangers van de ‘compa rable worth’-benadering is de gemiddelde beloning in een beroep, gegeven werk van gelijk niveau, afhankelijk van het percentage vrouwen
in een beroep. Naarmate vrouwen in sterkere mate zijn vertegenwoordigd in een beroep zou de gemiddelde beloning lager zijn. Relatief meer mannen in een beroep zou leiden tot een hogere (functie)waardering en daarmee een hogere beloning.
Het bovenstaande betekent dat er binnen de be nadering van de ‘comparable worth’ een relatie wordt voorspeld tussen de gemiddelde beloning in een beroep en het percentage vrouwen werk zaam in dat beroep, bij constant houden van het niveau van werk. De hypothese, afgeleid van de ‘comparable worth’-benadering, wordt als volgt geformuleerd:
Bij constant houden van opleiding ervaring en leeftijd en niveau van werk, is naarmate het per centage vrouwen in een beroep stijgt, de gemiddel de beloning lager.
‘LevensperspectieP-theorie
In de ‘levensperspectief-theorie (Sanders, 1991) wordt gesteld dat vrouwen en mannen die op zoek zijn naar een baan streven naar zoveel mo gelijk inkomen, sociale waardering4 en vrij besteedbare tijd onder de gegeven omstandig heden. Mede door de invloed van socialisering zijn de mogelijkheden om deze doelen te reali seren - inkomen, sociale waardering en vrij be steedbare tijd - voor vrouwen en mannen ver schillend. Vrouwen lijken meer alternatieven te hebben voor het verwerven van sociale waarde ring en inkomen dan mannen. Zo bestaat er voor vrouwen de mogelijkheid sociale waarde ring (in de vorm van status) en inkomen te verwerven door het verrichten van betaalde arbeid. Dit geldt ook voor mannen. Het is voor vrouwen ook mogelijk sociale waardering (in de vorm van gedragsbevestiging en positief affect) te verkrijgen via het huishouden en de opvoe ding van kinderen. Tevens hebben vrouwen de mogelijkheid sociale waardering (status) en inkomen op indirecte wijze te verwerven via hun partner.5
Het bovenstaande betekent dat vrouwen, in ver gelijking met mannen, een alternatieve loopbaan bezitten voor het bereiken van sociale waarde ring en inkomen. In navolging van Saharso & Westerbeek (1983) wordt aangenomen dat deze uitwijkmogelijkheid van huisvrouw en moeder invloed heeft op de toekomstverwachtingen: vrouwen hebben een dubbel levensperspectief.6 Afhankelijk van hun mogelijkheden om sociale
waardering en inkomen indirect te verwerven zullen vrouwen verwachten of de betaalde loop baan (het maken van carrière) of de onbetaalde loopbaan (huisvrouw en moeder) uit te oefenen. Hoewel combinaties van beide loopbanen moge lijk zijn, zal in het algemeen gelden dat hoe sterker vrouwen op de ene loopbaan zijn ge richt, hoe meer dit ten koste van de andere loopbaan gaat. Dus: hoe meer vrouwen gericht zijn op het verrichten van betaalde arbeid en het maken van carrière, hoe meer dit ten koste zal gaan van het toekomstige gezin. Dit in te genstelling tot mannen die maar één legitieme mogelijkheid hebben voor het verwerven van in komen en sociale waardering en dus geen keuze hoeven te maken. Anders dan bij vrouwen geldt voor mannen dat het hebben van een betaalde loopbaan en het hebben van kinderen hand in hand kan gaan. De kosten van het verzorgen van de kinderen komen in dit geval op het conto van de vrouwelijke partner.
Goed betaalde banen kenmerken zich in het al gemeen als banen waar veel van de bezetter van de baan wordt gevraagd aan tijd, moeite en inspanning (hoge ‘commitment’). Hiertegenover staan dan veelal goede promotiemogelijkheden en een hoog inkomen. In het algemeen zal gel den dat vrouwen minder voorkeur hebben voor deze banen dan mannen. Dit zal met name gel den voor de vrouwen die verwachten in de toekomst de ‘onbetaalde loopbaan’ (het hebben van kinderen) uit te oefenen. De winst van deze banen (de promotie) komt immers pas tot uit drukking op de momenten dat vrouwen beslui ten, in verband met het krijgen van kinderen, de arbeidsmarkt totaal of gedeeltelijk vaarwel te zeggen. Vrouwen die verwachten in de toekomst de betaalde loopbaan uit te oefenen (ten koste van het hebben van kinderen) zullen, evenals mannen in het algemeen, in sterke mate gemoti veerd zijn de goede banen in de wacht te slepen en zullen in sterkere mate verwachten tot hun pensioen actief op de arbeidsmarkt te blijven. De hypothese, afgeleid van de ‘levensperspec tief-theorie, wordt als volgt geformuleerd:
Bij constant houden van leeftijd, opleiding en ervaring is de beloning hoger naarmate vrouwen en mannen sterker verwachten in de toekomst carrière te maken.
In tegenstelling tot mannen zal bij vrouwen een verwachting om carrière te maken niet samen gaan met een levensperspectief waarin ruimte
is voor een gezin en kinderen.
‘In sum’. Uitgaande van de ‘comparable worth’- benadering als verklaring voor de indirecte be- loningsverschillen, betekent dit dat er geen sprake meer is van indirecte beloningsverschil- len tussen vrouwen en mannen als het werk van vrouwen en mannen op dezelfde wijze wordt ge waardeerd. Uitgaande van de ‘levensperspectief- theorie’ als verklaring voor de indirecte belo- ningsverschillen betekent dit dat er geen sprake meer is van indirecte beloningsverschillen tussen vrouwen en mannen als ze hetzelfde levensper spectief hebben. Verschillen in beloning tussen vrouwen en mannen komen dan met name tot stand omdat een groot deel van de vrouwen niet verwacht in de toekomst een betaalde loopbaan te hebben.
In het navolgende worden de twee hypothesen getoetst. Hiervoor is onderzoek uitgevoerd naar de kwaliteit van de aanvangsbaan van vrouwen en mannen met ‘mannelijke’ hogere beroepsop leidingen.7 Deze groep respondenten heeft als voordeel dat er constant rekening wordt gehou den zowel met de opleiding als met de ervaring. De verzamelde data hebben als kenmerk dat ze niet alle functies en alle beroepen van de arbeidsmarkt omvatten maar een verzameling daarvan zijn: het databestand behelst alleen de hogere mannelijke functies en beroepen van de arbeidsmarkt. Deze beperktheid heeft als voor deel dat een zeer kritische toetsing mogelijk is. Immers als in deze kleine verzameling van be roepen verschillen in beloning verklaard kunnen worden door het percentage vrouwen in een be paald beroep (‘comparable worth’ benadering) en/of door het levensperspectief van de vrouwen en mannen dan zullen naar alle waarschijnlijk heid deze verklaringen over het hele domein beroepen eveneens geldigheid bezitten.
De opzet van het artikel is als volgt. In de volgende paragraaf worden de gebruikte data besproken en de argumenten voor de verschil lende operationalisaties gegeven. Daarna wor den de resultaten - de hypothese van de ‘com parable worth’-benadering en van de ‘levensper- spectieP-theorie worden getoetst - vermeld. Het artikel wordt afgesloten met een samenvatting van de resultaten en een aanzet tot discussie op het terrein van de indirecte beloningsverschillen. De data
Indirecte bcloningsverschillen tussen vrouwen en mannen
den data gebruikt van een onderzoek naar de kwaliteiten van de banen van vrouwelijke en mannelijke afgestudeerden van ‘mannelijke’ hogere beroepsopleidingen.8 Een half jaar na het afstuderen is aan de respondenten een vragenlijst gestuurd waarin onder meer vragen over het levensperspectief en de kwaliteit van de gevonden baan waren opgenomen.
Respondenten
Voor dit onderzoek zijn de volgende zes ‘man nelijke’ studierichtingen geselecteerd: HTO- Bedrijfskunde,HTO-Bouwkunde,HTO-Chemi- sche Technologie, HTO-Informatica, HEAO- bedrijfseconomie en HLS-Nederlandse land bouw.9 Uit de verzamelde namen en adressen is een steekproef van mannelijke afgestudeerden getrokken en zijn alle vrouwelijke afgestudeer den aangeschreven. Over de zes genoemde stu dierichtingen zijn 1567 vragenlijsten verstuurd. De respons bedraagt 47%: 741 vragenlijsten zijn terug ontvangen. Van de 741 vragenlijsten waren er 288 niet bruikbaar. Deze 288 vragenlijsten waren afkomstig van respondenten die militaire dienst hadden te vervullen (165 mannen), die verder gingen studeren (67 vrouwen en mannen) of die er (nog) niet in waren geslaagd een baan te vinden (54 vrouwen en mannen). De overige respondenten zijn er een halfjaar na het afstu deren in geslaagd een baan te vinden, zeven res pondenten hebben geen fulltime baan.10 Om mogelijke vertekeningen tegen te gaan zijn deze zeven respondenten niet in de verdere analyses meegenomen. Dit betekent dat over 447 respon denten, die zijn gestart met een fulltime baan, de hypothesen worden getoetst.11
Vragenlijsten
Voor het bruto maandloon is een open vraag ge steld naar het bruto maandloon van de res pondent. Omdat alleen de respondenten met een volledige baan in de verdere analyse zijn meegenomen gaat het hier om het bruto maand loon bij een 38-urige werkweek.
In de vragenlijst is gevraagd naar de (officiële) benaming van de functie. De verschillende be roepen zijn omgezet in de vier-digit code van het CBS. In totaal hebben de 447 respondenten 68 verschillende beroepen, variërend van sys- teemanalist, accountant en bouwkundig tekenaar tot taxateur en zelfstandig akkerbouwer. Aan de hand van de laatste Arbeidskrachtentelling van
het CBS is op grond van het aantal werkende vrouwen en mannen voor de verschillende be roepen het percentage vrouwen in het betreffende beroep berekend.12
Verder is het noodzakelijk voor de toetsing van de ‘comparable worth’-benadering om de ver richte arbeid van de vrouwen en mannen, vol gens functiewaardering, in kaart te brengen. Colenbrander en Buningh (1982, p. 34) geven voor functiewaardering de volgende definitie: ‘Functiewaardering(ookwel:functieclassificatie) is het rangordenen van functies in qua niveau- zwaarte min of meer gelijke klassen, van lagere naar hogere functies’. In veel functieclassificatie- methoden worden als functiekenmerken gehan teerd (Hazekamp, Hisken & Hoogstad, 1985): de mate van kundigheid, de mate van zelfstan digheid en de mate van verantwoordelijkheid. Bovendien kennen de meeste functiewaarde ringssystemen een vraag naar de inconveniënten. Hiermee worden de ongemakken en ongerieven van een baan bedoeld (bijvoorbeeld lawaai, rook en werken met giftige stoffen).
Op grond van deze kenmerken zijn de vragen naar de kwaliteit van het werk opgesteld. Een verschil met de functiewaarderingssystemen en de hier gehanteerde vragenlijst is, dat in dit onderzoek de vragen door de bezetters van de baan zelf worden ingevuld en niet door een analist, zoals bij functiewaardering het geval is. Zo bestaan er in het algemeen vrij specifieke, sectorgerichte, functiewaarderingssystemen en zijn ze in veel gevallen afhankelijk van de bedrijfsgrootte. Om deze reden is in de vragen lijst de bedrijfsgrootte (antwoordmogelijkheden: 1-49, 50-99, 100-499, 500-999, 1000-4999, 5000- 9999, 10.000 en meer) en de bedrijfsklasse gevraagd (voor dit onderzoek ingedeeld in overheid en bedrijfsleven). Bovendien wordt meegenomen of de respondenten in tijdelijke of in vaste dienst werkzaam zijn (antwoordmoge lijkheden: ‘een vaste baan’, ‘nog geen vaste baan maar de functie ik nu bekleed biedt uitzicht op een vaste aanstelling binnen een of twee jaar’, ‘een tijdelijke baan’).13
Aan de hand van de gevraagde functieomschrij ving (vier-digit code van het CBS) werd de
vereiste bekwaamheid van de verschillende
functies gemeten. Het bleek dat alle functies op HBO-niveau waren. Dit betekent dat voor de hier onderzochte groep respondenten constant wordt gehouden op de vereiste bekwaamheid.
Voor de omschrijving van zelfstandigheid wordt de formulering van Colenbrander & Buningh (1982) gehanteerd. Bij zelfstandigheid (ook wel probleembehandeling genoemd) gaat het om de mate waarin de organisatie en de (aard van de) werkzaamheden de bezetter van de baan de mogelijkheden bieden tot het ontwikkelen van initiatieven, het bewandelen van andere wegen dan de gebruikelijke en het oplossen van pro blemen in de functie naar eigen inzicht’ (p. 64). Door voorschriften, instructie, richtlijnen en dergelijke worden deze mogelijkheden beperkt. Voor het meten van de mate van zelfstandigheid die de afgestudeerden in hun eerste baan heb ben zijn zeven paren van contrasterende uitspra ken over de (gepercipieerde) zelfstandigheid en het omgaan met problemen in de functie aan de afgestudeerden voorgelegd. Per paar kan wor den aangegeven welke van de twee uitspraken het meest van toepassing is op de functie (op een zevenpuntschaal14). De zeven paren uitspra ken hebben betrekking op de volgende aspecten van zelfstandigheid: de mate van vrijheid in het bepalen van werkdoelen, in het bepalen van hoe het werk gedaan moet worden, in het bepalen van werkmethoden, in het plannen van werk, om ideeën te verwezenlijken, de mate waarin zich onverwachte problemen voordoen en in hoever re de problemen via bekenden dan wel via nieuwe procedures moeten worden opgelost. Onder de mate van verantwoordelijkheid die
wordt gevraagd in een bepaalde functie verstaan
Colenbrander en Buningh (1982) ‘... de mate waarin de bezetter van de baan beslissingen moet nemen, die gevolgen hebben voor anderen binnen en/of buiten de onderneming. Het gaat hierbij zowel om beslissingen ten aanzien van materiële zaken als ten aanzien van immateriële zaken’ (p. 64). Om de mate van verantwoorde lijkheid na te gaan zijn twee vragen opgenomen. Er is gevraagd naar het wel of niet hebben van een leidinggevende baan. Vervolgens, of de respondent in de functie eigen financiële verant woordelijkheid kent (ja, neen).15
Voor het meten van de condities waarbinnen de
werkzaamheden worden verricht is de volgende
vraag gesteld: ‘In hoeverre ontvangt u een toeslag voor zogeheten inconveniënten. Hiermee worden de ongemakken en ongerieven van een baan bedoeld (bijvoorbeeld lawaai, rook en werken met giftige stoffen)’?
In de vragenlijst zijn voor het toetsen van de
'levensperspectief-hypothese negen beweringen
opgenomen. Van deze beweringen werd ge vraagd aan te geven hoe groot de kans wordt geacht dat de betreffende bewering werkelijk heid wordt in de toekomst. De vraag is als volgt geïntroduceerd: ‘We willen u enkele vragen stel len over uw toekomstbeeld. Met toekomstbeeld bedoelen we het beeld dat u van uzelf en uw (arbeidsmarkt)positie heeft over ongeveer tien jaar’. De bijgaande vraag luidde: ‘Wilt u van de
onderstaande uitspraken aangeven hoe groot u de kans acht dat de uitspraak in de toekomst werke lijkheid wordt?’
De kans kan worden aangegeven op een vijf- puntschaal waarbij ‘1’ de betekenis ‘zeer klein’ heeft en ‘5’ de betekenis ‘zeer groot’ heeft. De negen items zijn als volgt geformuleerd: (a) Ik verwacht een fulltime baan, (b) Ik verwacht een parttime baan, (c) Ik verwacht een baan in het onderwijs, (d) Ik verwacht een onderzoeksbaan, (e) Ik verwacht een beleidsbaan, (f) Ik verwacht aan de top te komen van een organisatie, (g) Ik verwacht een partner te hebben, (h) Ik verwacht getrouwd te zijn, (i) Ik verwacht kinderen te hebben.
Tevens werd een aantal biografische gegevens (leeftijd, opleiding, sekse) opgenomen.
Resultaten
Uit de antwoorden van de vragenlijsten blijken de mannelijke respondenten16 een half jaar na het behalen van een HBO-diploma gemiddeld ƒ 2884,- bruto per maand te verdienen. De vrou welijke respondenten daarentegen verdienen een half jaar na het behalen van eenzelfde HBO- diploma gemiddeld ƒ 2725,- : meer dan ƒ 150,- minder per maand. Dit beloningsverschil is significant: F (1,441) = 8.95, p < .01.
Voor de groep afgestudeerden van een ‘manne lijke’ hogere beroepsopleiding worden de indirecte beloningsverschillen berekend door constant te houden op ervaring, opleiding en leeftijd. In een regressievergelijking met loon als afhankelijke variabele en ‘sekse’ (‘dummy’-varia- bele, 1 = man) en ‘leeftijd’ van de respondenten als onafhankelijke variabelen blijkt de spreiding in het loon voor 17% te kunnen worden ver klaard door het geslacht en de leeftijd van de afgestudeerden (F (2,427) = 15.91, p < .01). Beide variabelen hebben een significante in vloed. Aangenomen kan worden dat de hoeveel heid ervaring van de respondenten een halfjaar
In directe beloningsverschillen tussen vrouwen en m annen
T a b el 1. R e g r e ssie v e r g e lijk in g m et lo o n a ls a fh a n k e lijk e v a r ia b e le , c o n s t a n t g e h o u d e n o p le e ftijd en g ev o lg d e o p le id in g Variabelen B T Sign T Leeftijd 44.07 4.10 .01 Bedrijfskunde 228.93 3.29 .01 Bouwkunde -123.13 -1.81 .07 Ch. Technologie 268.04 3.82 .01 Informatica 310.43 4.78 .01 HEAO 58.14 1.05 .30 Sekse 122.51 2.09 .01 Constant 1523.15 5.83 .01 F(7,422) = 14,15, p < .01, R2=29%
Tabel 2. Kenmerken van de eerste functie voor vrouwelijke en mannelijke afgestudeerden
Kenmerken Vrouwen Mannen Verschil
Zelfstandigheid 20.2 21.4 n.s.
Verantwoordelijkheid
leiding 6% 11% n.s.
financieel 16% 36% X2(l) = 16.5, p c .0 1
Inconveniënten geen geen n.s.
Dienstverband (vast) 57% 52% n.s.
Organisatieomvang 3369 3043 n.s.
Sector (overheid) 43% 35% X2( l) = 11.4, p<.01
Loon ƒ 2725 ƒ2884 F(l,441) = 8.95,p < .01.
na het afstuderen gelijk is. Hoewel het niveau van opleiding eveneens gelijk is, verschilt de afstudeerrichting. Door het opnemen van vijf ‘dummy’-variabelen voor de verschillende stu dierichtingen (de landbouwrichting als referen tie) blijkt het mogelijk 29% van de spreiding in het loon te verklaren (F (7,427) = 14.15, p < .01). De verschillende bèta’s worden weergege ven in tabel 1.
Behalve het al dan niet bezitten van een HEAO-diploma hebben de andere variabelen een significant effect op het loon. Bij het con stant houden van leeftijd en studierichting (en ervaring) blijken vrouwen gemiddeld ƒ 122,- bruto per maand minder te verdienen dan hun mannelijke studiegenoten. Of wel: het indirecte beloningsverschil bedraagt tussen de vrouwelijke
en mannelijke respondenten ƒ 122,- bruto per maand. Hoe valt dit verschil te verklaren?
Het percentage vrouwen in een beroep?
In hoeverre is het indirecte beloningsverschil tussen vrouwen en mannen het resultaat van een verschillend percentage vrouwen in de verschil lende beroepen? Voor het toetsen van de hypo these wordt een veronderstelling gemaakt dat er ondanks werk van nagenoeg gelijke kwaliteit (gelijk verrichte arbeid) nog sprake is van een verschil in beloning. De eerste stap in het toet sen van deze hypothese is dan ook de vraag in hoeverre vrouwen en mannen met een gelijke opleiding ‘gelijk werk’ verrichten? In het geval ze het niet doen, hoe groot is het verschil in beloning bij constant houden op niveau van het
werk?
Onder ‘werk van gelijk niveau’ wordt in dit geval verstaan werk met een gelijke (geperci pieerde) zelfstandigheid, gelijke verantwoorde lijkheid, uitgeoefend in eenzelfde bedrijfsklasse, in een organisatie van gelijke omvang en met een gelijke dienstbetrekking (vast of tijdelijk). In tabel 2 worden de verschillende functieken merken van de vrouwen en mannen samengevat en wordt aangegeven of de verschillen al dan niet significant zijn. Voor de variabelen dienst verband (1 = tijdelijk) en sector (1 = overheid) zijn ‘dummy’-variabelen gehanteerd. Voor de variabele ‘organisatieomvang’ zijn de zeven (oplopende) categorieën gebruikt.
Voor het berekenen van de mate van zelfstan digheid in de verschillende functies is over de zeven scores een factoranalyse (oblique gero teerd) uitgevoerd. Twee factoren blijken samen 68% van de totale variantie te verklaren. De eerste factor (vijf items, lading .76 en hoger) bevat de items die de ‘zelfstandigheid’ en ‘vrij heid’ in het werk aangeven terwijl de tweede factor (twee items, respectieveüjk lading van .87 en .79) geïnterpreteerd kan worden als ‘het omgaan met problemen’. De eerste schaal ‘vrij heid, zelfstandigheid’ heeft een goede interne consistentie (Cronbach alphacoëffïciënt = .87), de tweede schaal ‘omgaan met problemen’ heeft een matig interne consistentie (Cronbach alpha- coëfficiënt =.58). Op grond van deze gegevens worden de drie verschillende scores (de eerste schaal en de twee items afzonderlijk) omgere kend naar z-scores en vervolgens gesommeerd. In dit geval hebben de drie onderdelen van zelfstandigheid een gelijk gewicht in de totaal- maat. Er wordt geen verschil gevonden tussen de vrouwelijke en mannelijke respondenten in de mate van zelfstandigheid in hun baan (res pectievelijk 20.2 en 21.4, F (1,430) = .55, p = .46). De vrouwelijke afgestudeerden blijken niet significant te verschillen van de mannelijke afgestudeerden wat betreft leidinggeven (6% vs 11%, X2 (1) = 2.10, p = .15). Wel blijken ze significant van elkaar te verschillen wat betreft de financiële verantwoordelijkheid (X2 (1) = 16.54, p < .01): 16% van de afgestudeerde vrouwen tegen 36% van de afgestudeerde man nen bepalen wat er met een bepaald budget wordt gedaan. Voor het berekenen van één maat voor de mate van verantwoordelijkheid worden de twee variabelen gedichotomiseerd
(ja/nee) en gesommeerd. Geen van de respon denten antwoordde voor inconveniënten een toeslag te ontvangen. Gezien de hoogte van de functie waar afgestudeerden HBO’ers in het algemeen terecht komen is dit niet heel verwon derlijk (weinig uitvoerend werk). Dit betekent dat er constant wordt gehouden op de condities waar binnen de werkzaamheden worden ver richt. Tussen de vrouwelijke en mannelijke respondenten wordt nagenoeg geen verschil gevonden in het dienstverband: 57% van de vrouwen en 52% van de mannen heeft een vaste baan (X2(2) = .76, n.s.). Wel wordt er een verschil gevonden in de organisatieomvang waar de vrouwen en mannen werken (X2(6) = 13.38, p < .05). Mannen werken relatief vaker bij kleine organisatie (tussen 1 en 99 werknemers), terwijl vrouwen relatief vaker werken bij organi saties met een personeelsbestand tussen de 100 en 1000. Wanneer, in plaats van categorieën, de (werkeüjke) organisatieomvang (het klassemid- den) wordt berekend verschillen vrouwen en mannen niet significant. De gemiddelde omvang van de organisaties waar de vrouwelijke respon denten werken bedraagt 3369 en waar de man nelijke respondenten werken 3043 (t (428) = .55, p = .58). Er wordt een verschil gevonden tussen vrouwen en mannen in het werkzaam zijn bij de overheid of in het bedrijfsleven (X2 (1) = 11.4, p < .01). Mannen zijn vaker werkzaam in het bedrijfsleven (65%), vrouwen werken vaker bij de overheid (43%).
Op grond van het bovenstaande kan worden ge steld dat vrouwen en mannen, ondanks een ge lijke opleiding verschillen in een aantal kenmer ken van hun werk. Dit verschil manifesteert zich in het financieel leiderschap en in een verschil tussen overheid en bedrijfsleven (en in loon). In hoeverre is er nog sprake van een belonings- verschil bij constant houden op het werk? Dat wil zeggen verschilt de beloning tussen vrouwen en mannen bij het constant houden op afstu deerrichting, leeftij d, de gepercipieerde zelfstan digheid in hun baan, de mate van verantwoorde lijkheid, het dienstverband, de bedrijfsklasse en de organisatieomvang? Om deze vraag te beant woorden is een regressievergelijking opgesteld met de bovengenoemde variabelen. Voor de or ganisatieomvang zijn de zeven categorieën ge bruikt, terwijl voor bedrijfsklasse een dummy- variabele wordt gehanteerd (1 = bedrijfsleven).
In directe beloningsverschillen tussen vrouwen en m annen
T a b e l 3 . R e g r e ssie v e r g e lijk in g m e t lo o n a ls a fh a n k e lijk e v a r ia b e le , c o n s t a n t g e h o u d e n o p le e ftijd , g ev o lg d e o p le id in g en fu n ctiek en m er k e n Variabelen B T Sign T Leeftijd 47.82 4.10 .01 Bedrijfskunde 200.07 2.55 .01 Bouwkunde - 56.47 - .77 .44 Ch. Technologie 366.05 4.60 .01 Informatica 212.52 2.77 .01 HEAO 103.26 1.50 .13 Zelfstandigheid 6.43 2.16 .03 Verantwoordelijk 115.65 3.27 .01 Dienstverband -44.44 -1.71 .08 Organisatieomvang 12.92 1.33 .18 Sector .95 1.35 .17 Sekse 84.07 2.14 .03 Constant 1341.64 4.52 .01 F(12,357) = 19.41, p c . 01, R2 = 33%
De bèta’s worden weergegeven in Tabel 3. Hoewel een deel van het beloningsverschil te verklaren blijkt door het werk dat vrouwen en mannen verrichten blijven vrouwen significant minder verdienen dan mannen. Of wel: ondanks werk van nagenoeg gelijke kwaliteit, een gelijke afstudeerrichting en gelijke leeftijd verdienen vrouwen bruto ƒ 84.07 minder per maand dan mannen. Verder wordt gevonden dat leeftijd, de mate van zelfstandigheid, de mate van verant woordelijkheid, een diploma in de bedrijfskun de, chemische technologie of in de informatica een significante bijdrage leveren aan de opbouw van de beloning van de afgestudeerden van een hogere beroepsopleiding. Het hebben van een tijdeüjke baan levert bij constant houden van de overige variabelen een lager salaris op maar dit verschil is niet significant. Al dan niet werken bij de overheid en de bedrijfsomvang hebben, bij constant houden van de andere variabelen, geen significante invloed op de spreiding in beloning.
Uit de bovenstaande resultaten kan worden ge concludeerd dat, hoewel vrouwen en mannen verschillen in de banen waarin ze een half jaar na het afstuderen werkzaam zijn, dit geen volledige (of significante) verklaring biedt voor het verschil in beloning. Dit betekent dat de
hypothese afgeleid uit de ‘comparable worth’ benadering kan worden getoetst: bij constant
houden van opleiding, ervaring en leeftijd en werk van gelijk niveau, is naarmate het percentage vrouwen in een beroep stijgt, de gemiddelde belo ning lager. Voor de toetsing van deze benadering
wordt de data geaggregeerd naar het niveau van beroepen.17 Dit betekent dat het loon, de mate van verantwoordelijkheid, het al dan niet heb ben van een vaste baan, de bedrijfsklasse, de be- drijfsgrootte en de leeftijd per beroep worden gemiddeld per beroep. Omdat de meeste func ties niet studierichting gebonden zijn, dit wil zeggen: de meeste functies staan open voor af gestudeerden van meerdere studierichtingen, worden de vijf dummyvariabelen voor de studie richtingen eveneens in de analyse meegenomen. Met behulp van de verkregen data is het moge lijk een regressievergelijking op te stellen en na te gaan in hoeverre het percentage vrouwen in een beroep een significant effect heeft op het gemiddelde loon van het beroep bij het constant houden op relevante functiekenmerken. In tabel 4 worden de bèta’s weergegeven van de hier boven voorgestelde regressievergelijking. De gemiddelde leeftijd van de afgestudeerden, de gemiddelde functiekenmerken en het percen tage vrouwen werkzaam in het beroep blijken te
T a b el 4. R e g r e ssie v e r g e lijk in g m e t lo o n a ls a fh a n k e lijk e v a ria b e le, c o n s ta n t g e h o u d e n o p le eftijd , g ev o lg d e o p le id in g en fu n ctiek en m er k e n op b ero e p sn iv e a u Variabele B T Sign T Leeftijd 44.79 2.04 .05 Bedrijfskunde - 49.39 - .29 .77 Bouwkunde 1.00 .01 .99 Ch. Technologie 668.73 2.56 .01 Informatica 381.09 1.75 .09 HEAO 290.72 1.34 .19 Zelfstandigheid 22.12 1.91 .06 Verantwoordelijk 227.72 2.13 .04 Dienstverband - 53.27 - .58 51 Organisatieomvang 23.80 .67 .50 Sector 2.54 1.39 .17 % Vrouwen -2.65 -2.53 .01 Constant 1251.30 2.03 .05 F(12,47) = 2.57, p < .01, R2 = 40%
samen 37% van de gemiddelde beloning van het beroep te verklaren. En belangrijker voor het toetsen van de hypothese: bij het constant hou den op de functiekenmerken heeft het percenta ge vrouwen een significant effect op de gemid delde beloning van het beroep. Bij elk procent meer vrouwen in een beroep is de beloning ge middeld ƒ 2.65 bruto per maand lager. Naarma te het percentage vrouwen in een beroep hoger is, daalt bij het constant houden van de functie kenmerken de beloning significant. Ofwel: hoe minder vrouwen relatief gezien in een beroep werken hoe hoger de beloning, ongeacht de functiekenmerken. De bovengenoemde resulta ten betekenen dat de hypothese, afgeleid van de ‘comparable worth’-benadering - bij constant
houden van opleiding, ervaring en leeftijd en verrichte arbeid, is naarmate het percentage vrouwen in een beroep stijgt, de gemiddelde belo ning lager - wordt bevestigd. Indirecte belo-
ningsverschillen tussen vrouwen en mannen worden in dit geval ‘veroorzaakt’ doordat vrouwen vaker dan mannen in vrouwenberoepen werkzaam zijn die, ondanks werk van gelijk niveau, lager worden gewaardeerd en beloond. Mannen daarentegen zijn vaker dan vrouwen werkzaam in mannenberoepen waar de waarde ring en de beloning in het algemeen hoger ligt.18
Het levensperspectief?
In hoeverre is het indirecte beloningsverschil tussen vrouwen en manen het resultaat van een verschil in toekomstverwachtingen tussen vrou wen en mannen? Voor de toetsing van de twee de hypothese - bij constant houden van leeftijd,
opleiding en ervaring is naarmate vrouwen en mannen sterker verwachten in de toekomst car rière te maken, de beloning hoger - is allereerst
een factoranalyse over de 9 items van de vraag naar het levensperspectief van de afgestudeerde vrouwen en mannen uitgevoerd. Uit de factor analyse komen drie factoren, met een eigen waarde groter dan één naar voren. De drie fac toren verklaren samen 63% van de totale varian- tie. Vier variabelen laden op de eerste factor, waarvan drie variabelen positief, te weten: ‘een fulltime baan’, ‘een beleidsbaan’ en verwachten ‘aan de top te komen’ en één negatief: ‘een parttime baan’. Deze factor wordt ‘carrière’ gelabeld. De tweede factor lijkt een ‘gezins’- factor weer te geven: de variabelen ‘partner’, ‘getrouwd zijn’ en ‘kinderen’ laden hoog positief op deze factor.
Deze factor krijgt de naam ‘gezin’. Op de derde factor laden de variabelen ‘onderwijs-’ en ‘on derzoeksbaan’. Ook ‘parttime baan’ laadt (.38) op deze factor. Het lijkt een ‘combinatie’-factor
In directe beloningsverschillen tussen vrouwen en m annen
T a b e l 5. R eg r e ssie v e r g e ü jk in g m e t lo o n a ls a fh a n k e lijk e v a r ia b e le , c o n s ta n t g e h o u d e n o p le e ftijd , g ev o lg d e o p le id in g en le v e n s p e r s p e c tie f
Bèta’s T-value Sign o f T
Leeftijd 39.33 3.53 .01 Bedrijfskunde 187.28 2.50 .01 Bouwkunde -131.43 -1.84 .06 Ch. Technologie 280.42 4.14 .01 Informatica 250.58 3.46 .01 HEAO 17.22 .28 .77 Gezin 17.15 1.25 .21 Carrière 27.62 2.45 .01 Sekse 20.87 .39 .69 (Constant) 1458.73 4.97 .01 F(9,388) = 20.53, p c . 01, R2 = 38%
te zijn: een onderwijs- en een onderzoeksbaan kunnen op HBO-niveau redelijk goed in partti me verband uit geoefend worden.
Volgens de ‘levensperspectief-theorie verschil len indirecte beloningen van vrouwen en man nen omdat het levensperspectief van vrouwen en mannen verschilt. Er wordt verwacht dat vrou wen in mindere mate dan mannen verwachten carrière te maken. Dit zou tot uitdrukking moeten komen in een gemiddeld hogere score op de factor ‘gezin’ en een lagere score op de factor ‘carrière’. De factoren worden samenge steld door de verschillende items van een factor, gewogen op de factorlading, op te tellen. Vrou wen blijken in mindere mate dan mannen te verwachten een betaalde loopbaan in de toe komst uit te oefenen: ze hebben een significant lagere waarde op de factor ‘carrière’ (vrouwen: 4.6 vs mannen: 7.0: t (416) = 12.4, p < .001). Er wordt geen verschil tussen de vrouwelijke en mannelijke respondenten op de ‘gezins’-factor gevonden (vrouwen: 8.0 vs mannen: 8.1, t (410) = .55, p = .59.19 Op grond van deze resultaten kan worden geconcludeerd dat de vrouwelijke afgestudeerden van een ‘mannelijke’ hogere be roepsopleiding in mindere mate dan hun man nelijke studiegenoten verwachten in de toekomst een betaalde loopbaan uit te oefenen en car rière te maken.
Verder blijkt dat zoals in de ‘levensperspectief
-theorie wordt aangenomen de ‘carrière’- en de ‘gezinsl-factor voor vrouwen negatief correleren (-.38, n = 110, p < .01), terwijl deze twee factoren voor de groep mannelijke respondenten positief correleren (.18, n = 219, p < .01). Vrouwen verwachten dus in sterkere mate dan mannen te moeten kiezen tussen een carrière en kinderen. Mannen verwachten in sterkere mate over tien jaar een carrière én kinderen te hebben.
De hypothese afgeleid van de ‘levensperspec tief-theorie doet een uitspraak over de relatie tussen het loon en het levensperspectief van vrouwen en mannen, bij constant houden van leeftijd, opleiding en ervaring. Om deze hypo these te toetsen is een regressievergelijking opgesteld met bruto maandloon als afhankelijke variabele en de twee ‘levensperspectief-facto ren, sekse, leeftijd en de vijf dummy variabelen voor de studierichtingen als onafhankelijke variabelen. Deze variabelen verklaren te samen 40% van het bruto maandloon. In tabel 5 worden de (al dan niet significante) bijdragen van de onafhankelijke variabelen vermeld. Hoewel de ‘gezins’-factor, bij constant houden op leeftijd, en opleiding, geen significante invloed heeft op het verschil in loon heeft de ‘carrière’-factor wel een significante invloed.20 Naarmate vrouwen en mannen bij constant hou den van de andere variabelen, in sterkere mate
verwachten over tien jaar carrière te maken of te hebben gemaakt, verdienen ze in hun aan- vangsbaan significant meer.21 Bovendien wordt gevonden dat bij constant houden op opleiding, leeftijd en de toekomstverwachtingen mannen en vrouwen niet significant verschillen in belo ning: vrouwen verdienen ƒ 20.87 bruto per maand minder dan mannen. Dit betekent dat vrouwen en mannen met gelijke leeftijd, gelijke opleiding en gelijke verwachtingen een nagenoeg gelijke beloning ontvangen.
De bovenstaande resultaten betekenen dat de indirecte beloningsverschillen tussen vrouwen en mannen voor een belangrijk deel verklaard kun nen worden door verschillen in levensperspec tief. Een belangrijke deel van de indirecte be loningsverschillen blijken dus te worden ‘veroor zaakt’ door de groep vrouwen die in het dilem ma ‘carrière of kinderen’ kiest voor een gezin en kinderen en de betaalde loopbaan voorlopig op een waakvlam zet.
Op grond van de bovenstaande resultaten kan de hypothese: bij constant houden van leeftijd,
opleiding en ervaring is de beloning hoger naar mate vrouwen en mannen sterker verwachten in de toekomst carrière te maken, worden bevestigd.
Of wel: een verschil in levensperspectief tussen vrouwen en mannen gemiddeld verklaart het verschil in beloning tussen vrouwen en mannen. Door het constant houden op het levensperspec tief van vrouwen en mannen blijkt het totaal van het indirecte beloningsverschil te worden verdis conteerd.
Discussie
In dit artikel wordt voor zowel de ‘comparable worth’-benadering als de ‘levensperspectief - theorie een bevestiging gevonden. De gemiddel de beloning in een beroep, bij constant houden van niveau van het werk, daalt naarmate het percentage vrouwen in het beroep stijgt. Tevens wordt gevonden dat de verschillen in beloning afhankelijk zijn van het toekomstperspectief van de vrouwen en mannen. Naarmate vrouwen en mannen in sterkere mate verwachten in de toe komst carrière te maken, is de beloning in de aanvangsbaan hoger. Het verschil in indirecte beloning tussen vrouwen en mannen wordt in dit geval met name ‘veroorzaakt’ doordat een deel van de vrouwelijke respondenten in de toekomst verwachten kinderen en een gezin te hebben en geen carrière te maken.
Hoewel de ‘comparable worth’-benadering mo menteel gezien wordt als een belangrijke verkla ring voor de indirecte beloningsverschillen tus sen vrouwen en mannen is de benadering be schrijvend en ontbreekt de specificering van een verklarend mechanisme. Het berekenen van een regressievergelijking en het significant effect voor het percentage vrouwen in een beroep geeft geen indicatie van het achterüggende mechanisme waarom, gegeven gelijk werk, men sen werkzaam in vrouwenberoepen gemiddeld minder verdienen dan mensen werkzaam in mannenberoepen. De veronderstelling dat vrou wenwerk in het algemeen lager wordt gewaar deerd dan mannenwerk biedt nauwelijks inzicht in het achterliggend mechanisme. Waarom wordt vrouwenwerk minder gewaardeerd dan mannenwerk?
Om deze vraag te beantwoorden zou bestude ring van het proces van functiewaardering hulp kunnen bieden, waarbij zowel aandacht zal moe ten worden besteed aan de verschillende func tiewaarderingssystemen als aan het gedrag van de functiewaarderingsanalisten. Voor beide on derdelen, maar met name voor het laatste punt is (empirisch) onderzoek zowel in de Verenigde Staten als in Nederland zeer schaars. Hoewel de meeste functiewaarderingssystemen pretende ren objectief te meten bestaat er wel degelijk ruimte voor impliciete vooronderstellingen over bijvoorbeeld vrouwen- en mannenwerk en vrou welijke en mannelijke kwalificaties van functie- waarderingsanalisten (Veldman, 1991). Rele vante vragen bij het in kaart brengen van het proces van functiewaardering wat betreft de systemen zijn: op grond van welke (historisch gegroeide) maatschappelijke normen en waar den (impliciet en expliciet) worden functies gewaardeerd? Hoe volledig of onvolledig wor den verschillende functies beschreven? In welke terminologie worden de functies beschreven? En: welke afweegfactoren worden gehanteerd? Voor hetgedragvan functiewaarderingsanalisten is het van groot belang te kunnen achterhalen welke impliciete en expliciete (eveneens histo risch gegroeide) vooronderstellingen er leven bij de toepassing van de classificatie van functies binnendeverschillendefunctiewaarderingssyste- men. Zowel de constructie van functiewaarde ringssystemen als het gebruik ervan zouden moeten worden uitgewerkt ter verklaring van indirecte beloningsverschillen. Hierbij zou
In directe beloningsverschillen tussen vrouw en en m annen
gebruik gemaakt kunnen worden van de ‘levens perspectief-theorie (Sanders, 1991). Door uit te gaan van het mechanisme van het dubbele le vensperspectief van vrouwen zou zowel het gedrag van vrouwen en mannen als, via ver wachtingen omtrent het levensperspectief van vrouwen, het gedrag van de analisten verklaard kunnen worden. De cruciale aanname bij een theoretische uitwerking zou kunnen zijn, dat zowel bij de constructie als bij het gebruik van functiewaarderingssystemen analisten uitgaan van het dubbele levensperspectief van vrouwen. De betaalde loopbaan van vrouwen wordt veelal gezien als een extra inkomen bovenop het gezinsinkomen, maar de behoefte van vrouwen voor een geldelijke waardering voor hun functie wordt in het algemeen lager verondersteld dan de behoefte die bij mannen zou bestaan voor het ontvangen van een inkomen. Deze aangeno men veronderstellingen van functiewaarde- ringsanalisten zouden van invloed kunnen zijn bij de waardering van functies (zowel wat betreft de constructie van systemen als het ge bruik ervan). Bovendien worden de betreffende veronderstellingen veelvuldig bevestigd. Vrou wen en mannen nemen verschillende posities in op de arbeidsmarkt: de vrouwelijke beroepsbe volking heeft in het algemeen banen op een lager functieniveau dan mannen en ze zijn overwegend in vrouwenberoepen werkzaam (CBS, 1990). Verder blijkt uit empirisch onder zoek dat vrouwen in sterkere mate dan mannen voorkeur hebben en kiezen voor banen op een lager functieniveau en voor die beroepen waar minder prioriteit voor de betaalde loopbaan wordt gevraagd (CBS, 1990; Sanders, 1991). Tevens blijkt uit onderzoek dat vrouwen in het algemeen minder waarde hechten aan geld en geld verdienen dan mannen (Nieva & Gutek, 1981; Major & Deaux, 1982; Major & Konar, 1984, Beutell & Brenner, 1986).
Bovendien zal uitgewerkt dienen te worden in hoeverre het voor individuele carrièregerichte vrouwen mogelijk is door deze statistische discriminatie van functiewaarderingsanalisten heen te breken en welke invloed verwacht kan worden van vrouwen die een carrièregericht levensperspectief ten toon spreiden.
Noten
1 Met dank aan Durk Hak voor kritische op- en aanmer kingen op een eerdere versie van dit artikel en Sigi
Lindenberg voor suggesties voor paragraaf 4 (Discus sie).
2 ‘Vrouwen’- en ‘mannenwerk' worden op eenzelfde wijze als Vrouwen-’ en ‘mannenberoepen’ gedefinieerd. Met vrouwenwerk wordt dat werk bedoeld dat overwegend (75% of meer) door vrouwen wordt verricht, met man nenwerk wordt werk bedoeld dat overwegend (75% of meer) door mannen wordt verricht.
3 Uit Amerikaans onderzoek (voornamelijk overheidsin stellingen) komt naar voren dat lonen van vrouwenfunc ties gemiddeld 20% lager liggen dan mannenfuncties met hetzelfde aantal functiewaarderingspunten (Rot- child, 1984; Remick, 1984; Dresang & Clauss, 1986; Acker, 1989). Dit blijkt voornamelijk het gevolg te zijn van een verschil in onderhandelingen tussen de bezet ters van de functie en de werkgevers. In Nederland is dit niet mogelijk.
4 Er worden hier, in navolging van Lindenberg (cf. 1984, 1989) drie vormen van sociale goedkeuring onderschei den; (1) status, sociale goedkeuring door het bezitten van een schaars goed, bijvoorbeeld geld, kennis, macht; (2) gedragsbevestiging. sociale goedkeuring door in de ogen van relevante anderen ‘het goed te doen’ en (3)
positief affect sociale goedkeuring doordat een ander
om de persoon geeft. In tegenstelling tot de laatste twee vormen gaat het bij status om een ‘positional good’; het is niet mogelijk dat iedereen een hoge status heeft.
5 Hoewel niet wordt ontkend dat mannen eveneens via hun vrouwelijke partner sociale waardering en inkomen kunnen verwerven, wordt hier wel gesteld dat de voor naamste mogelijkheid voor mannen voor het verwerven van sociale waardering en inkomen bestaat uit het verrichten van betaalde arbeid.
6 Door dit dubbel levensperspectief zouden vrouwen min der geneigd zijn om, in tijden van moeilijkheden in de betaalde loopbaan, alles op alles te zetten voor het oplossen van deze moeilijkheden. Mannen zouden in deze situaties, door de afwezigheid van een alternatieve loopbaan, ‘gedwongen’ worden alles op alles te zetten voor het oplossen van deze moeilijkheden. Immers, het verrichten van betaalde arbeid vormt de enige mogelijk heid voor mannen voor het verwerven van inkomen en sociale waardering.
7 Hiermee worden die hogere beroepsopleidingen be doeld die overwegend door mannen worden gevolgd. 8 Deze data zijn verzameld in het kader van een promo-
tie-onderzoek en hadden mede als doel het beantwoor den van de vraag in welke aanvangsbanen vrouwen en mannen na het behalen van een ’mannelijke’ hogere beroepsopleiding terecht komen (Sanders, 1990; 1991). 9 Voor het selecteren van de verschillende studierichtin gen werden de volgende twee criteria opgesteld: (1) de in aanmerking komende studierichting moet meer dan 30 vrouwelijke afgestudeerden per jaar tellen (in ver band met de non-response en verschillende voorwaar den van statistische toetsen) en (2) een studierichting moet 75% of meer mannen tellen om als ‘mannelijk’ te worden gedefinieerd.
10 Vier mannen en één vrouw werken minder dan 30 uren per week en één man en één vrouw werken minder dan tien uren.
11 De respondenten waren als volgt over de verschillende
studierichtingen verdeeld (eerst vrouwelijke responden ten, vervolgens de mannelijke en het totaal): HTO- Bedrijfskunde: 14, 38,52; HTO-Bouwkunde: 8, 48, 56; HTO-Chemische Technologie: 10, 40, 50; HTO-Infor- matica: 13, 52, 65; HEAO-Bedrijfseconomie: 69, 84, 153; HLS-Nederlandse landbouw: 19,52, 71 en totaal: 133, 314, 447.
12 Hoewel dit een wat conservatieve maat is (veranderin gen in de sekse-ratio van de laatste jaren zijn niet meegenomen in deze maat) vertoont het een grote overlap met de verdeling vrouwelijke en mannelijke afgestudeerden in de verschillende functies.
13 Bij veel bedrijven worden enkel de Vaste’ banen gewaardeerd.
14 Indien één van de twee uitspraken een zeer goede beschrijving geeft van de functie wordt gevraagd een ‘1’ of een ‘7’ te omcirkelen. Bij een goede beschrijving de cijfers ‘2’ of ‘6’. Als één van de twee uitspraken slechts iets meer dan de ander van toepassing is, wordt gevraagd een ‘3’ o f een ‘5’ te omcirkelen. En, in het geval beide uitspraken in gelijke mate van toepassing is wordt gevraagd het cijfer ‘4’ te omcirkelen. Een ‘1’ betekent dat de respondenten weinig vrijheid heeft in de baan en dat de meeste beslissingen door anderen worden genomen. Een ‘7’ betekent dat de respondent een zeer hoge mate van zelfstandigheid heeft, of wel veel vrijheid heeft in het nemen van beslissingen. 15 Tevens werd gevraagd tot welk bedrag die verant
woordelijkheid gaat. De antwoordmogelijkheden waren de volgende: ‘ja, tot ƒ 1000,- per jaar’, ‘ja, tussen ƒ 1000,- en ƒ 10.000,-’, ‘ja, ƒ 10.000 of hoger*, ‘ja, ik weet niet tot welk bedrag’ en ‘neen’. Dit deel van de vraag wordt in dit onderzoek niet gebruikt.
16 De vrouwelijke en mannelijke respondenten blijken representatief te zijn voor de totale groep van vrouwe lijke en mannelijke afgestudeerden over de zes studie richtingen. De verdeling van vrouwen en mannen bin nen de verschillende studierichtingen wijkt af doordat een verschillende strategie van dataverzameling (een steekproef van de mannen en zoveel mogelijk vrouwen) systematisch te verschillen (zie ook Sanders, 1991, 35- 38).
17 Het toetsen van deze hypothese op individueel niveau zou een vertekening kunnen geven doordat de respon denten zeer ongelijk over de beroepen verdeeld zijn. Zo zijn er bijvoorbeeld 28 assistent-accountants: door een analyse op individueel niveau zou dit beroep meer invloed hebben op het eindresultaat dan beroepen die door twee of drie respondenten worden uitgeoefend. 18 Dit blijkt ook het geval te zijn in de hier geanalyseerde
dataset. Wanneer op individueel niveau het percentage vrouwen in de regressievergelijking (tabel 3.) wordt meegenomen, bestaat er geen significant beionings- verschil meer tussen vrouwen en mannen (bèta: 50.70, t = 1.07, p = .28).
19 De derde factor verschilt eveneens voor de vrouwelijke en mannelijke respondenten: vrouwen: 2.7, mannen 2.3, t (418) = 3.85, p < .001.
20 Ook bij aparte regressievergelijkingen voor vrouwen en mannen komen dezelfde significante positieve en nega tieve bijdragen voor de verschillende variabelen naar voren.
21 Hoewel een vertekening van de resultaten mogelijk is
doordat levensperspectief en kwaliteit van de baan op een en hetzelfde moment zijn gevraagd, blijkt uit een ander onderzoek waarbij het levensperspectief twee maanden voor het afstuderen en kwaliteit van de baan een half jaar na het afstuderen is gevraagd, eenzelfde sterke relatie te worden gevonden (zie Sanders, 1991, hoofdstuk 7).
Literatuur
Acker, J. (1989), Doing Comparable Worth. Gender, Class
and Pay Equity. Philadelphia (Temple University
Press).
Bajema, C. (1988), De onvolledigheid van functiebeschrij
vingen van vrouwenfuncties. Groningen (Projectgroep
Vrouwenarbeid).
Becker, G.S. (1957), Human capital. New York: National Bureau of Economic Research.
Bergmann, B.R. (1971), T he effect on white incomes of discrimination in employment’. In: Journal o f Political
Economy, 79 (2), 294-313.
Bergmann, B.R. (1973), T he economics of women’s liberation; sexism and the family1. In: D. Mermelstein (red.). Economics: mainstream readings and radical
critiques. New York, 329-332.
Bergmann, B.R. (1974), ‘Occupational segregation, wages and profits when employers discriminate by race or sex’. In: Eastern Economic Journal, 1 (2)3), 103-110. Beutell, N.I. & O.C. Brenner (1986), ‘Sex differences oin
work values’. In: Journal o f Vocational Behavior, 28, 29-41.
Blau, F.D. (1978), T h e data on women workers; past present and future’. In: A.H. Stromberg en S. Harkess (eds.). Women working; theories and facts in perspecti
ve. Palo Alto (CA), 29-62.
Blau, F.D. & A.H. Beller (1988), Trends in earnings differentials by gender, 1971-1981’. In: Industrial and
Labor Relations review.
Bruijn, J. de (1988), ‘Functiewaardering en sekse’. In:
Tijdschrift voor Arbeidsvraagstukken, 4(2), 75-83.
Bruijn, J. de (1991), ‘Functiewaardering en beloning van vrouwenwerk’. In: Tijdschrift voor Vrouwenstudies, 12, 19-31.
Bruyn-Hundt, M. (1988), Vrouwen op de arbeidsmarkt.
Nederlandse situatie in de jaren tachtig en negentig.
Amsterdam: Scala.
Buber-Agassi, J. (1982), Comparing the work attitudes o f
women and men. Toronto: Lexington Books.
Cain, G.G. (1986), T h e economic analysis of labor market discrimination. A survey1. In: O. Ashenfelter & R. Layard (Eds.), Handbook o f labor economics Vol. 1, 693-785, Amsterdam: North Holland.
Carlson, L.A. & C. Swartz (1988), ‘The earnings of women and ethnic minorities, 1959-1979’. In: Industrial and
Labor Relations review.
CBS, Centraal Bureau voor de Statistiek (1990), Statistisch
zakboek. Den Haag, Staatsuitgeverij.
Chatab, J. (1986), Ongelijkheid tussen vrouwen en mannen:
enkele internationale vergelijkingen. Doctoraal scriptie
Faculteit Sociale Wetenschappen, RU Utrecht. Utrecht. Colenbrander, H.B. & C.A. Buningh (1982), Functieklassifi-
catiemethoden: een onderzoek naar toegankelijkheid, aanvaardbaarheid en openheid van methodieken. Deel
In directe beloningsverschillen tussen vrouwen en m annen I, II en III. Alphen aan de Rijn, Samson.
Concoran, M., G J. Duncan, & M.S. Hill (1984), ‘The economie fortunes of women and children: lessons from the panel study of income dynamics’. In: Journal o f
Women in Culture and Society.
Corte, W. de. (1990), ‘Geslachtsgebonden discriminatie in functiewaardering’. In: Gedrag en organisatie, 3, 193- 205.
Cotton, J. (1988), ‘On the decomposition of wage differen tials’. In: Review o f Economics and Statistics. Dresang, D. & K. Clauss (1986), Report o f Wisconsin’s
Task Force on Comparable Worth. Madison, Wiscon
sin.
Greig, J.J., P.F. Orazem & J.P. Mattila (1989), ‘Measure ment Error in Comparable Worth Pay Analysis: Causes, Consequences and Corrections’. In: Journal o f Social
Issues, 45, 135-151.
Grune, J.A. (1984), ‘Pay equity is a necessary remedy for wage discrimination’. In: Comparable worth: Issues for
the 1980s A consultation o f the U.S Commmission on Civil Rights (167-176). Washington DC, US, Com
mission on Civil Rights.
Hartman, E. (1985), Comparable worth: New Directions for
research. Washington, DC, National Academy Press.
Hazekamp, F.C., A. Hisken & J. Hoogstad (1985), Vizier
op functiewaardering: in vervolg op het Nationaal Congres Functiewaardering 1984. Vlaardingen, Neder
lands Studie Centrum.
Herzberg, F., B. Mausner & B. Block-Snijderman (1959),
The motivation to work. New York, Wiley.
Herzberg, F. (1968), Work and the nature o f man. London, Crosby Lockwoods Staples.
Kuhn, P. (1987), ‘Sex discrimination in labor markets: the role of statistical evidence’. In: American Economic
Review.
Lindenberg, S. (1984), ‘Normen und die Allokation sozia- lerr Wetschatzung’. In: H. Todt (Ed.) Normenge-
leittetes Verhalten in den Sozialwissenschaften. Heraus-
gegeven von Berlin, Duncker & Humblot.
Lloyd, C.B. & B.T. Niemi (1979), The economics o f sex
differentials. New York, Columbia University Press.
Madden, J.F. (1973), The economics o f sex discrimination. Lexington (Mass.).
Major, B. & K. Deaux (1982), ‘Individual differences in justice behavior’. In: J. Greenberg & R.L. Chen (Eds.)
Equity and justice in social behavior. New York,
Academic press.
Major, B. & E. Konar (1984), ‘An investigation of sex differences in pay expectations and their possible causes’. In: Academy o f Management Journal, 27, 777- 792.
Mincer, J. (1974), Schooling, experience and earnings. New York, National Bureau of Economic Research. Mincer, J. & S.W. Polachek (1978), Women's earnings
reexamined. Journal o f Human Resources, 13 (1), 118-
134.
Nieva, V.F. & B.A. Gutek (1981), Women and work: A
psychological perspective. New York, Praeger.
Remick, H. (1984), Comparable Worth and Wages. Econo
mic Equity for Women. Hawaii Industrial Relations
Center. Hawaii- Manoa.
Rotchild, N. (1984), ‘Overview of pay initiatives, 1974-1984’. In: US Commission on Civil Rights Report. Washington D.C.
Sanders, K. (1991), Vrouwelijke pioniers. Vrouwen en
mannen m et een ‘mannelijke! hogere beroepsopleiding aan het begin van hun loopbaan. Amsterdam, Thesis.
Sociaal en Cultureel Planbureau (1988), Sociaal en cultureel
rapport 1988.
Schippers, J J . (1987), Beloningsverschillen tussen mannen
en vrouwen. Groningen.
Siegers, J.J. & J J . Schippers (1990), Beloning, loopbanen
en segregatie: een ondrzoek ten behoeve van het opstellen van positieve actieplannen. Utrecht, Econo
misch Instituut/CIAV, Rijksuniversiteit Utrecht. Treiman, D J . & H.I. Hartmann (1981, Eds.), Women, work
and wages: equal pay for jobs o f equal value, Washing
ton, D.C.
Veldman, A.G. (1989), ‘Arbeid van gelijke waarde’. In:
Gedrag en Organisatie, 1, 20-36.
Veldman, A.G. (1991), ‘Functiewaardering, vrouwenarbeid en het recht’. In: Tijdschrift voor Arbeidsvraagstukken,
2, 33-43.
Willis, R J. (1986), ‘Wage determinants: A survey and reinterpretation of human capital earnings functions’. In: O. Ashenfelter & R. Layard (Eds.), Handbook o f
labor economics Vol. 1, 525-602, Amsterdam: North
Holland.
