Rozkłady płac w Polsce ze względu na płeć i zajmowane stanowisko : analiza porównawcza

Pełen tekst

(1)Zeszyty Naukowe nr 847. Uniwersytetu Ekonomicznego w Krakowie. 2011. Paweł Ulman Katedra Statystyki. Rozkłady płac w Polsce ze względu na płeć i zajmowane stanowisko. Analiza porównawcza 1. Wstęp Praca stanowi bardzo ważną część życia, powinna być źródłem satysfakcji. Co więcej, jest prawem człowieka, uwzględnionym w Powszechnej deklaracji praw człowieka, uchwalonej 10 grudnia 1948 r. na trzeciej sesji Ogólnego Zgromadzenia ONZ. W artykule 23. deklaracji znajduje się zapis: „Każdy człowiek ma prawo do pracy, do swobodnego wyboru pracy […], każdy człowiek, bez względu na jakiekolwiek różnice, ma prawo do równej płacy za równą pracę […], każdy pracujący ma prawo do odpowiedniego i zadowalającego wynagrodzenia” [Powszechna deklaracja… 2009]. Bardzo istotna w pracy, poza zawodowym spełnieniem i satysfakcją z udziału w życiu społecznym oraz poczuciem realizacji swojego powołania, jest płaca. Z badań przeprowadzoych przez GUS wynika, że najczęstszym powodem poszukiwania nowej pracy jest chęć poprawy warunków finansowych (w trzecim kwartale 2008 r. 60,9% badanych osób wskazało ten powód jako najważniejszą przesłankę dla podjęcia poszukiwań innej pracy [Aktywność ekonomiczna… 2009, s. 36]). Jeżeli więc płaca jest tak ważna, związane z nią kwestie wymagają głębszej analizy. Statystyczne badanie płac może mieć różnoraki charakter. W tej pracy zdecydowano się na analizę rozkładu płac w takim zakresie, w jakim jest ona możliwa ze względu na dostępność danych statystycznych. W wielu opracowaniach naukowych, a także publikacjach zawierających zestawienia danych statystycznych, uwzględnia się jedynie średnią wartość płac badanych zbiorowości pracowników w celu przeprowadzenia analizy porównawczej. Średnia arytmetyczna jest najczęściej wykorzystywaną miarą opisującą (reprezentującą) dany rozkład, ale nie jedyną. Zastosowanie innych charakterystyk rozkładu pozwala na bardziej szczegółową analizę..

(2) Paweł Ulman. 62. Celem pracy jest przedstawienie wyników analizy i porównania rozkładów płac w Polsce ze względu na płeć oraz zajmowane stanowisko. Do realizacji tego zadania zostaną wykorzystane dane statystyczne zebrane przez GUS dotyczące płac osób zatrudnionych, zatem nie wszystkich pracujących1. Na podstawie tych danych podjęto próbę określenia, jak różniły się rozkłady płac ze względu na płeć oraz ze względu na zajmowane stanowisko w 2006 r. w Polsce. Postawiono hipotezę, że różnice te dotyczyły nie tylko przeciętnego poziomu płac. 2. Dane statystyczne i metoda badania Dane statystyczne pochodzą z publikacji GUS z 2007 r. Struktura wynagrodzeń według zawodów w październiku 2006 r. Podczas przygotowywania pracy było to najbardziej aktualne wydawnictwo tego typu. Dane te uzyskano z badań o charakterze reprezentacyjnym obejmujących podmioty gospodarcze, w których zatrudniano powyżej dziewięciu osób. Do próby, wynoszącej 13% ogółu tych przedsiębiorstw, wybrano około 23,5 tys. jednostek, z czego odpowiednie sprawozdanie złożyło około 16,6 tys. Z poszczególnych podmiotów badaniem objęto około 659,9 tys. losowo wybranych pracowników, którzy przepracowali cały miesiąc (październik 2006 r.). Po uogólnieniu wyniki są reprezentatywne dla populacji około 7,2 mln zatrudnionych (tj. pełnozatrudnionych i niepełnozatrudnionych bez przeliczania niepełnozatrudnionych na pełnozatrudnionych) [Struktura wynagrodzeń… 2007, s. 9]. Rozkłady płac są prezentowane za pomocą grup decylowych. Wyznacza się je, obliczając decyle płac, czyli takie wartości płacy, które dzielą zbiorowość pracowników na 10 równolicznych przedziałów. Decyle stają się górnymi granicami tych przedziałów. Przedziały pierwszy i ostatni są otwarte. Poszczególne przedziały nie obejmują jednakowych zakresów. Taki sposób zapisu rozkładów płac ułatwia ich porównywanie, ponieważ nie trzeba przeprowadzać w tym celu żadnych obliczeń, jest to jednak powierzchowna analiza, a ponadto występują problemy z wyznaczaniem wartości poszczególnych miar statystycznych. Zazwyczaj konieczne jest domknięcie pierwszego i ostatniego przedziału, co nie jest łatwe i wymaga dodatkowych informacji. Innym rozwiązaniem jest wykorzystanie modeli rozkładów płac2. Kategoria osób pracujących jest szersza od kategorii osób zatrudnionych. Wykorzystywane dane dotyczą płac osób zatrudnionych: wynagrodzeń osobowych (w tym m.in. wynagrodzeń zasadniczych, za pracę w godzinach nadliczbowych, dodatków funkcyjnych i za staż pracy) oraz honorariów wypłacanych pracownikom własnym na podstawie umowy o pracę. Kryterium, na podstawie którego wyróżnia się kategorię osób pracujących i zatrudnionych, jest więc ustalenie stosunku pracy lub stosunku służbowego [Struktura wynagrodzeń… 2007, s. 9; Zasady metodyczne… 2008, s. 30–31]. 1. Informacje o wybranych modelach rozkładów płac można znaleźć w [Analiza ekonometryczna… 1999, s. 39–47]. 2.

(3) Rozkłady płac w Polsce…. 63. Obecnie za najlepszy model rozkładu płac uznaje się rozkład teoretyczny Burra typu III (rozkład Daguma). Funkcja gęstości tego rozkładu ma postać: f (x) =. c ⋅ b ⋅ exp(− a ) ⋅ x − (b + 1) 1 + exp(− a ) ⋅ x − b. c +1. ,. (1). gdzie: a, b, c – parametry rozkładu (b > 0, c > 0), x – płaca (x > 0). Dystrybuantę można zapisać jako: F ( x ) = 1 + exp(− a ) ⋅ x − b. c. .. (2). Najczęściej dokonuje się estymacji parametrów a, b, c MNW, maksymalizując w sposób numeryczny funkcję wiarygodności. W przypadku danych pogrupowanych skorzystano ze wzoru (2). Taki sposób badania rozkładów płac pozwala uniknąć problemu niedomkniętych przedziałów klasowych oraz ich nierównych zakresów. Możliwe jest także łatwe wyznaczanie wartości charakterystyk rozkładu tylko i wyłącznie na podstawie oszacowanych parametrów. Należy jednak pamiętać, że jest to podejście modelowe, więc wyniki obliczeń poszczególnych miar mogą się różnić od tych uzyskiwanych na podstawie pogrupowanych danych empirycznych oraz na podstawie danych indywidualnych. Różnice ocen charakterystyk rozkładu w obydwu podejściach nie powinny być jednak istotne. W rozkładzie Burra III moment zwykły rzędu r oblicza się według wzoru3: r r −a mr = B 1 − , c + ⋅ exp ⋅ r ⋅ c, b b b. (3). gdzie: B(p, q) – funkcja beta Eulera. Ze wzoru (3) wyznacza się średnią wartość płac jako moment zwykły rzędu r = 1 oraz wariancję, korzystając z formuły:. s2 = m2 – (m21).. (4). Wzór (4) pozwala na wyznaczenie wartości odchylenia standardowego oraz współczynnika zmienności według standardowych formuł. 3. Wszystkie wzory zapisano na podstawie pracy [Kot 2000, s. 122–123]..

(4) Paweł Ulman. 64. Kwantyl rzędu p (0 < p < 1) jest opisany wzorem:. qp =. −1 pc. −1. −1 b. ⋅ exp. −a . b. (5). Podstawiając za p wartość 0,5, uzyskuje się wzór na medianę. Wartość najczęstszą, czyli modalną, wyznacza się z równania: b +1 Mo = c ⋅b −1. −1 b. ⋅ exp. −a . b. (6). Spośród miar zmienności (nierówności) skorzystano także z relatywnego odchylenia przeciętnego oraz współczynnika Giniego. Relatywne odchylenie przeciętne obliczono ze wzoru:. ROP = F(μ) – L(μ), gdzie: μ – średnia wartość płacy, F(μ) – wartość dystrybuanty w punkcie μ, L(μ) – wartość funkcji Lorenza w punkcie μ.. (7). Funkcja Lorenza w przypadku rozkładu Burra III jest wyrażona równaniem: 1 1 L(x) = I y c + , 1 − , b b. gdzie:. (8) 1. Iy(p, q) – niekompletna funkcja beta obliczana w punkcie y = [ F(x)] c . Wiedząc, że ROP (relatywne odchylenie przeciętne) jest definiowane jako iloraz odchylenia przeciętnego i podwojonej wartości średniej płacy, można wyznaczyć odchylenie przeciętne jako iloczyn ROP · 2 · μ. Wzór na współczynnik Giniego ma postać:. 1 b G= − 1, 1 Γ (2 c ) ⋅ Γ c + b Γ (c ) ⋅ Γ 2 c +. gdzie: Γ(p) – funkcja gamma Eulera.. (9).

(5) Rozkłady płac w Polsce…. 65. 3. Wyniki analizy W celu estymacji parametrów rozkładu Burra III skorzystano z danych pogrupowanych w 10 równolicznych przedziałów klasowych. Dane dotyczące płac brutto ogółu pracowników oraz ogółu kobiet i ogółu mężczyzn zaprezentowano w tabeli 1. Tabela 1. Empiryczne rozkłady płac wszystkich pracowników oraz kobiet i mężczyzn ogółem Wyszczególnienie. 1.. 2.. 3.. 4.. Decyl 5.. 6.. 7.. 8.. 9.. Ogółem. 1040,67 1329,57 1585,87 1849,25 2130,43 2444,77 2838,54 3391,46 4492,21. Kobiety. 1032,53 1278,95 1496,33 1735,42 1996,62 2294,02 2639,04 3091,03 3933,27. Mężczyźni 1051,47 1402,14 1689,85 1963,01 2254,55 2601,06 3044,57 3719,84 5007,94 Źródło: [Struktura wynagrodzeń… 2007, s. 201]. 0,5. Gęstość empiryczna · 1000. 0,45 0,4. 0,35 0,3. 0,25 0,2. 0,15 0,1. 0,05 0. 0. 2000. 4000 Ogółem. 6000. 8000 Płaca Mężczyźni. 10 000. 12 000. 14 000. Kobiety. Rys. 1. Empiryczna funkcja gęstości płac ogółem, płac kobiet oraz płac mężczyzn Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z tabeli 1.. Piąty decyl jest medianą, czyli jedną z miar przeciętnych. Taki sposób prezentacji danych pozwala na porównanie poziomu płac kobiet i mężczyzn, łatwo więc stwierdzić, że kobiety w październiku 2006 r. zarabiały zdecydowanie mniej niż mężczyźni. Jest to szczególnie widoczne, jeśli porówna się wartości decyli wyższych rzędów. 10% najlepiej zarabiających mężczyzn otrzymywało co najmniej 5008 zł, a w wypadku kobiet płaca ta wynosiła 3933 zł. Porównywane rozkłady zaprezentowano na rys. 1. Na osi rzędnych zamieszczono gęstość empiryczną,.

(6) Paweł Ulman. 66. której wartości oblicza się, dzieląc częstość względną z danego przedziału przez długość tego przedziału, przy czym dolne domknięcie pierwszego przedziału ustalono na poziomie płac zero, a prawe domknięcie ostatniego przedziału uzyskano na podstawie średniej wartości płac danej zbiorowości4. Modelem teoretycznym empirycznej gęstości może być funkcja gęstości (1). Wyniki estymacji parametrów tej funkcji w dotychczas analizowanych zbiorowościach zawiera tabela 2. Obliczeń dokonano za pomocą pakietu ekonometrycznego GRETL. Oceny parametrów okazały się w każdym przypadku statystycznie istotnie różne od zera na praktycznie dowolnie małym poziomie istotności. Obraz funkcji gęstości przedstawiono na rys. 2. Z wykresów zaprezentowanych na rys. 1 i 2 wynika, że funkcje teoretyczne są dobrze dopasowane do danych empirycznych5. Wykresy funkcji gęstości potwierdzają typowy kształt rozkładów płac, tj. jednomodalność i prawostronną asymetryczność. Tabela 2. Wyniki estymacji parametrów rozkładu Burra III płac ogółem, płac kobiet oraz płac mężczyzn Parametr A B C. Ogółem –21,5818 2,84430 1,15989. Kobiety –22,8847 3,04268 1,17424. Mężczyźni –21,0618 2,74411 1,10283. Źródło: obliczenia własne na podstawie danych z tabeli 1, przeprowadzone za pomocą pakietu ekonometrycznego GRETL.. Graficzna prezentacja rozkładu płac jest mało precyzyjna, zwłaszcza gdy chce się porównywać rozkłady płac w różnych zbiorowościach. Właściwym podejściem jest wyznaczenie wartości odpowiednich miar statystycznych, nazywanych charakterystykami rozkładu. Wartości charakterystyk rozkładu płac ogółem oraz płac kobiet i mężczyzn ogółem wyznaczone ze wzorów (3–9) zaprezentowano w tabeli 3. Wszystkie miary pozycyjne rozkładu wskazują, że płace mężczyzn są przeciętnie wyższe niż płace kobiet. Różnica wartości tych samych miar w badanych zbiorowościach nie jest jednak jednakowa. Różnica między wartościami średniej wynosi około 456 zł. Różnica median jest już zdecydowanie mniejsza i wynosi około 278 zł. Najbardziej zbliżone są najczęściej występujące wartości płac – różnica między nimi w analizowanych rozkładach (dotyczących mężczyzn i kobiet) nieznacznie przekracza 130 zł. Taki układ miar przeciętnych wskazuje, że płace 4. Średnie wartości płac zaczerpnięto z [Struktura wynagrodzeń… 2007, s. 82].. Informacje o problemach statystycznej weryfikacji dopasowania funkcji teoretycznych do danych empirycznych można znaleźć w [Analiza ekonometryczna… 1999, s. 67–70]. 5.

(7) Rozkłady płac w Polsce…. 67. niektórych mężczyzn są bardzo wysokie. Jest to też przesłanka dla stwierdzenia większego zróżnicowania w rozkładzie płac mężczyzn niż kobiet. Znajduje ona potwierdzenie w wartościach miar zmienności (nierówności). Wszystkie mierniki nierówności (współczynniki zmienności, relatywne odchylenie przeciętne oraz współczynnik Giniego) świadczą o zdecydowanie wyższym poziomie nierówności w rozkładzie płac mężczyzn. 0,50 0,55 0,40. Gęstość · 1000. 0,35 0,30 0,25 0,20 0,15 0,10 0,05 0,00. 0. 2000. 4000 Ogółem. 6000 Płaca Mężczyźni. 8000. 10000. Kobiety. Rys. 2. Teoretyczna funkcja gęstości (rozkładu Burra III) płac ogółem, płac kobiet oraz płac mężczyzn Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z tabeli 1.. Wartość dystrybuanty liczonej w punkcie określonym przez średnią płacę w danej zbiorowości wynosi 0,64 dla kobiet oraz 0,654 dla mężczyzn. Wynik ten oznacza, że 36% kobiet i 34,6% mężczyzn uzyskuje płace wyższe niż średnia w odpowiedniej zbiorowości i że rozkład płac jest asymetryczny. Jeśli bowiem rozkład byłby symetryczny, to dystrybuanta wynosiłaby 0,5. Jej wyższe wartości świadczą o asymetrii prawostronnej rozkładu, co znajduje potwierdzenie w wartościach obliczonego wskaźnika asymetrii. W obydwu rozkładach asymetria jest na podobnym poziomie..

(8) Paweł Ulman. 68. Tabela 3. Charakterystyki rozkładu płac ogółem oraz płac kobiet i mężczyzn ogółem Charakterystyka rozkładu Średnia arytmetyczna Mediana Modalna Odchylenie standardowe Współczynnik zmienności Współczynnik Giniego ROP Odchylenie przeciętne Dystrybuanta dla średniej Asymetria. kobiety 2380,55 1983,71 1591,95 1830,78 0,769 0,318 0,224 1067,25 0,640 0,431. Wartość parametru mężczyźni 2836,81 2261,84 1722,38 2689,03 0,948 0,357 0,253 1434,79 0,654 0,414. Źródło: obliczenia własne na podstawie oszacowań parametrów z tabeli 2.. ogółem 2612,05 2118,51 1647,45 2283,35 0,874 0,341 0,241 1260,16 0,649 0,422. Rozkłady płac kobiet i mężczyzn różnią się pod względem przeciętnego poziomu płacy oraz poziomu nierówności rozkładu płac. Wyznaczając wartość uproszczonej miary dobrobytu, jaką jest indeks Sena6, wiąże się ze sobą te dwa aspekty i uzyskuje możliwość oceny rozkładu płac ze względu na dobrobyt ekonomiczny. Indeks Sena w wypadku płac kobiet wyniósł 1624,01 zł, a płac mężczyzn – 1823,22 zł. W zbiorowości zatrudnionych mężczyzn poziom dobrobytu ekonomicznego jest zatem wyższy. Różnica w stosunku do kobiet wynosi jednak jedynie około 200 zł, a nie jak w wypadku wartości średniej ponad 450 zł. Niższy poziom nierówności w rozkładzie płac kobiet w dużym stopniu niweluje wpływ zdecydowanie wyższego przeciętnego poziomu płac mężczyzn na różnicę między rozkładami ocenianymi w kontekście dobrobytu. W tabelach 4–6 zaprezentowano wyniki uzyskane dla poszczególnych kategorii charakterystyk rozkładu w układzie zawodów oraz z uwzględnieniem płci. Wartości wszystkich miar uzyskano, wykorzystując przede wszystkim rozkład teoretyczny Burra III jako model rozkładu płac. W każdym przypadku oszacowania parametrów funkcji (1) były statystycznie istotnie różne od zera. W tabeli 4 zawarto wartości miar przeciętnych – średniej, mediany i modalnej. W tabelach 4–6 nie uwzględniono danych dotyczących rolników, ogrodników, leśników i rybaków z powodu małej liczby osób zatrudnionych w tych zawodach, co wywołało trudności w analizie rozkładu płac. W Polsce jest stosunkowo dużo 6 Indeks Sena jest liczony jako iloczyn wartości średniej i różnicy między jedynką a wartością współczynnika Giniego. Pozwala on w prosty sposób wyznaczać i porównywać poziomy dobrobytu badanych zbiorowości..

(9) Rozkłady płac w Polsce…. 69. osób pracujących w rolnictwie i pozostałych wymienionych zawodach, lecz zatrudnionych jest bardzo niewiele. Tabela 4. Wartości miar przeciętnych w zależności od zawodu i płci pracownika Stanowisko lub zawód Przedstawiciele władz publicznych, wyżsi urzędnicy i kierownicy Specjaliści Technicy i inny personel średniego szczebla Pracownicy biurowi Pracownicy usług osobistych i sprzedawcy Robotnicy przemysłowi i rzemieślnicy Operatorzy i monterzy maszyn i urządzeń Pracownicy przy pracach prostych Ogółem. Kobiety Mężczyźni średnia mediana modalna średnia mediana modalna 4600,24 3765,60 2955,43 6960,53 4838,69 3213,65 2939,14. 2619,84 2272,25 4145,37. 3259,05 2464,82. 2548,28 2264,33 1958,34 2808,55 2424,17 2026,67 2126,14 1982,63 1836,51. 2177,92 1993,66 1796,03. 1394,93 1240,04 1064,40 1652,82. 1349,74 1063,92. 1448,67 1251,72. 1042,77 2392,28 2087,73 1768,60. 1856,88 1677,50. 1476,61 2308,95 2133,01. 1953,77. 1401,66 1330,19 1246,04 1687,96 1472,25 1244,23 2380,55 1983,71 1591,95 2836,81 2261,84 1722,38. Źródło: opracowanie własne na podstawie [Struktura wynagrodzeń… 2007, s. 201–213].. Przeciętne płace kobiet są niższe od płac mężczyzn niezależnie od grupy analizowanych stanowisk. Wskazują na to wszystkie użyte miary przeciętne. Średnie płace ogółu kobiet stanowią niespełna 84% płac mężczyzn. Stosunkowo największa dysproporcja w płacach kobiet i mężczyzn jest obserwowana w wypadku osób zatrudnionych jako robotnicy przemysłowi i rzemieślnicy – w tej grupie kobiety przeciętnie otrzymują 60,5% płacy mężczyzn. Drugą grupę stanowisk o najniższym stosunku płac kobiet do płac mężczyzn tworzą przedstawiciele władz publicznych, wyżsi urzędnicy i kierownicy. Z całą pewnością zawodów tych nie można uznać za typowo męskie, mimo to kobiety uzyskują w nich jedynie 66% płacy mężczyzn. Najmniejsze różnice w płacach ze względu na płeć obserwuje się w wypadku pracowników biurowych (kobiety uzyskują średnio 97,6% płac mężczyzn) oraz techników i innego personelu średniego szczebla (90,7%). Mimo że wśród pracowników biurowych jest więcej kobiet niż mężczyzn7, nie wpływa to na wyższy przeciętny poziom płac kobiet w odniesieniu do płac mężczyzn. W 2006 r. wśród pracowników biurowych było 449,1 tys. kobiet i 230,8 tys. mężczyzn [Struktura wynagrodzeń… 2007, s. 76]. 7.

(10) Paweł Ulman. 70. W tabeli 5 zestawiono wartości miar nierówności (współczynnika zmienności – V, współczynnika Giniego oraz ROP) wyznaczonych dla kobiet i mężczyzn z uwzględnieniem zajmowanych stanowisk pracy. Podobnie jak w wypadku wartości przeciętnych rozkłady płac mężczyzn charakteryzują się wyższym poziomem nierówności. Mężczyźni zarabiają średnio więcej niż kobiety, ale ich płace są bardziej zróżnicowane. Szczególnie wysoki poziom nierówności obserwuje się wśród mężczyzn zatrudnionych na najwyższych stanowiskach (wartość współczynnika Giniego wyniosła 0,4378). Najbardziej wyrównane płace mają osoby zatrudnione do prostych prac, zarówno kobiety, jak i mężczyźni. Porównując wyniki zawarte w tabelach 4 i 5, można zauważyć ogólną prawidłowość: im wyższy jest przeciętny poziom płac, tym wyższy jest poziom nierówności. Zestawienie tych dwóch wielkości na wykresie rozrzutu pozwala zaprezentować tę zależność (rys. 3). Współczynnik korelacji liniowej Pearsona przyjął wartość 0,904. Tabela 5. Wartości miar nierówności w zależności od zawodu i płci pracownika Kobiety. Mężczyźni. V. współczynnik Giniego. ROP. V. współczynnik Giniego. ROP. 0,8429. 0,3383. 0,2388. 2,1279. 0,4378. 0,3145. Technicy i inny personel średniego szczebla. 0,5206. 0,2413. 0,1695. 0,9991. 0,3489. 0,2482. 0,5420. 0,2512. 0,1763. 0,6366. 0,2799. 0,1970. Pracownicy usług osobistych i sprzedawcy. 0,4748. 0,2434. 0,1696. 0,4990. 0,2472. 0,1724. 0,4545. 0,2014. 0,1434. 0,7775. 0,2831. 0,2030. Robotnicy przemysłowi i rzemieślnicy 0,5553 Operatorzy i monterzy maszyn i urządzeń. 0,2324. 0,1658. 0,6603. 0,3071. 0,2151. 0,4666. 0,2203. 0,1548. 0,5118. 0,2599. 0,1813. Ogółem. 0,3280 0,7691. 0,1686. 0,5763. 0,2546. Stanowisko lub zawód Przedstawiciele władz publicznych, wyżsi urzędnicy i kierownicy. Specjaliści. Pracownicy biurowi. Pracownicy przy pracach prostych. 0,3178. 0,1175. 0,2242. 0,9479. 0,3573. Źródło: opracowanie własne na podstawie [Struktura wynagrodzeń… 2007, s. 201–213].. 0,1796. 0,2529. W tabeli 6 zawarto dane dotyczące frakcji osób uzyskujących płace nie większe od wartości średniej, poziomu asymetrii rozkładu oraz poziomu dobrobytu ekonomicznego mierzonego indeksem Sena z uwzględnieniem płci oraz stanowiska pracy. W wypadku pracowników biurowych, kobiet zatrudnionych do prostych prac i mężczyzn pracujących jako operatorzy i monterzy maszyn oraz urządzeń obserwuje się najniższy udział osób zarabiających mniej, niż wynosi grupowa średnia..

(11) Rozkłady płac w Polsce…. 71. Najczęściej jest z tym związany także niższy poziom asymetrii. Sprzeczny jest z tym najniższy poziom asymetrii w wypadku najlepiej zarabiających mężczyzn. Niska asymetria rozkładu ich płac wynika z bardzo dużej zmienności zarobków w tej grupie pracowników.. Współczynnik Giniego. 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0. 0. 1000. 2000. 3000 4000 5000 Średnia płaca (w zł) Kobiety. 6000. 7000. 8000. Mężczyźni. Rys. 3. Zależność nierówności rozkładu płac od ich przeciętnego poziomu Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z tabel 4 i 5.. Tabela 6. Frakcja zatrudnionych o płacach nie większych od średniej, asymetria oraz indeks Sena w zależności od zawodu i płci pracownika Stanowisko lub zawód Przedstawiciele władz publicznych, wyżsi urzędnicy i kierownicy Specjaliści Technicy i inny personel średniego szczebla Pracownicy biurowi Pracownicy usług osobistych i sprzedawcy Robotnicy przemysłowi i rzemieślnicy Operatorzy i monterzy maszyn i urządzeń Pracownicy przy pracach prostych Ogółem. F(μ). Kobiety As. Sen. Mężczyźni F(μ) As Sen. 0,6441. 0,4242 3043,98 0,6994. 0,2530. 0,6173. 0,4359. 2229,93 0,6680. 0,4058 2699,05. 0,6158. 0,4271. 1908,15. 0,4373 2022,44. 0,5703. 0,2869 1608,64 0,5880. 0,3514. 1639,54. 0,6411. 0,5213. 0,6737. 0,4582. 1184,91. 0,6523. 0,5046 1112,00 0,6076. 0,3948. 1657,61. 0,6134. 0,4389. 1447,81. 0,5743. 0,3006 1708,85. 0,5769 0,6402. 0,3385 0,4307. 1165,34 1624,01. 0,6317 0,6539. 0,4562 0,4144. 1113,99. 0,6291. Źródło: opracowanie własne na podstawie [Struktura wynagrodzeń… 2007, s. 201–213].. 3913,21. 1258,21 1823,22.

(12) 72. Paweł Ulman. Najniższe płace, zatem najniższy poziom dobrobytu, charakteryzują pięć grup zatrudnionych: pracowników usług osobistych i sprzedawców (kobiety i mężczyzn), robotników przemysłowych i rzemieślników (kobiety) oraz pracowników zatrudnionych do prostych prac (kobiety i mężczyzn). W każdej klasie zawodów kobiety osiągają niższy poziom dobrobytu. Różnica dobrobytu ekonomicznego między kobietami i mężczyznami w ramach porównywalnej grupy zawodów jest zazwyczaj niższa, niż wynikałoby to z porównania wartości średnich płac. Indeks Sena jako uproszczona funkcja dobrobytu został wykorzystany do oceny rozkładu dochodu (płac) w kontekście poziomu życia, jaki można osiągnąć przy określonych dochodach (płacach). Wartościami indeksu Sena mogą się więc kierować osoby podejmujące decyzję o zatrudnieniu. Należy jednak podkreślić, że jest to charakterystyka całej zbiorowości, a nie jej poszczególnych członków. Możliwa więc jest sytuacja, w której osoba zatrudniona jako wyższy urzędnik lub kierownik uzyskuje niższe wynagrodzenie od osoby zatrudnionej np. jako robotnik przemysłowy. Podobnie jest z płacami kobiet i mężczyzn: wiele kobiet zarabia znacznie lepiej od mężczyzn, mimo że średnie płace wskazują na korzystniejszą sytuację płacową mężczyzn. 4. Zakończenie Rozkłady płac w analizowanych zbiorowościach w większości przypadków różnią się zarówno ze względu na płeć, jak i stanowisko pracy zatrudnionych osób. Kobiety uzyskują przeciętnie niższe płace, lecz rozkłady tych płac charakteryzują się mniejszym poziomem nierówności. Te dwie tendencje powodują, że poziomy dobrobytu, jakie można osiągnąć dzięki porównywanym płacom kobiet i mężczyzn, są bardziej zbliżone, niż można byłoby sądzić jedynie na podstawie średniej wartości płacy. Średnie płace na danych stanowiskach odpowiadają w pewnym zakresie klasyfikacji zawodów i specjalności. Niezgodne z tym układem są płace zatrudnionych w usługach i sprzedawców – są one najniższe zarówno w wypadku kobiet, jak i mężczyzn. Wraz ze wzrostem przeciętnego poziomu płac zwiększają się nierówności w ich rozkładzie. S. Kuznets [1955] sformułował hipotezę dotyczącą relacji nierówności w rozkładzie dochodów i wzrostu gospodarczego. Uważał, że wraz ze wzrostem gospodarczym nierówności rozkładu dochodu również rosną, osiągając poziom maksymalny, po czym zaczynają się zmniejszać. Hipoteza ta była wielokrotnie weryfikowana i nie zawsze ją podtrzymywano. Dla krajów Europy Środkowo-Wschodniej takiej weryfikacji dokonał P. Ulman [2000]. Odnosząc hipotezę Kuznetsa do analizowanego zagadnienia płac, można postawić pytanie, przy jakim przeciętnym poziomie płac poziom nierówności będzie największy i czy nie należałoby mówić raczej o asymptotycznym dążeniu do pewnego pułapu nierówności,.

(13) Rozkłady płac w Polsce…. 73. a nie oczekiwać, że zaczną się one zmniejszać wraz z dalszym wzrostem płac. Wykres przedstawiony na rys. 3 daje przesłanki do takiego stwierdzenia. Można więc postawić następne pytania: czy z wysokim poziomem płac musi być związany wysoki poziom nierówności w ich rozkładzie? Czy ogólnie pojęty wzrost płac (na jakim poziomie?) usprawiedliwia wzrost nierówności, a więc rozwarstwienie społeczeństwa? Kobiety otrzymują niższe płace niż mężczyźni. Próbuje się to wyjaśnić różnymi teoriami zróżnicowania płac [McConnell i Brue 1992, s. 352–365]. Jedną z nich jest teoria segregacji i nadmiaru podaży siły roboczej. Zgodnie z nią kobiety uzyskują niższe płace, ponieważ mają mniejsze niż mężczyźni możliwości zatrudnienia na pewnych stanowiskach. O niektórych zawodach można powiedzieć, że są typowo męskie (robotnicy przemysłowi i rzemieślnicy – około 18% zatrudnionych kobiet, operatorzy i monterzy maszyn i urządzeń – około 16% kobiet [Struktura wynagrodzeń… 2007, s. 78–79]). Nie można natomiast wyróżnić typowo kobiecej grupy zawodów. Najmniej mężczyzn jest wśród specjalistów oraz pracowników biurowych, udział zatrudnionych mężczyzn na tych stanowiskach nie jest jednak niższy od 33%. Przedstawione wyniki badań świadczą o tym, że mężczyźni mają większe niż kobiety możliwości uzyskania odpowiedniej pracy (także pod względem finansowym). W związku z tym nawet w sfeminizowanych zawodach mężczyźni nie zarabiają mniej niż kobiety. Oczywiście nie jest to jedyna przyczyna uzyskiwania przez kobiety niższych płac. Rozkłady płac w Polsce mają cechy, które zaobserwowano również w rozkładach płac (dochodów, wydatków) w innych państwach świata. Porównując charakterystyki rozkładów płac ze względu na płeć pracowników i stanowisko pracy, można zauważyć istotne różnice w kształtowaniu się tych rozkładów. Brak odpowiednich danych statystycznych uniemożliwił przeprowadzenie analizy rozkładów płac ze względu na inne czynniki, np. sektor własności przedsiębiorstwa lub wiek i wykształcenie pracownika. Literatura Aktywność ekonomiczna ludności Polski. III kwartał 2008 [2009], GUS, Warszawa. Analiza ekonometryczna kształtowania się płac w okresie transformacji [1999], red. S.M. Kot, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa–Kraków. Kot S.M. [2000], Ekonometryczne modele dobrobytu, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa–Kraków. Kuznets S. [1955], Economic Growth and Income Inequality, „American Economic Review”, 45(1). McConnell C.R., Brue S.L. [1992], Contemporary Labor Economics, 3rd edition, McGraw-Hill, Inc., New York..

(14) 74. Paweł Ulman. Powszechna deklaracja praw człowieka [2009], http://www.unic.un.org.pl/prawa_czlowieka/dok_powszechna_deklaracja.php, dostęp: styczeń 2009. Struktura wynagrodzeń według zawodów w październiku 2006 [2007], GUS, Warszawa. Ulman P. [2000], Nierówności dochodów a wzrost gospodarczy w krajach Europy Środkowo-Wschodniej przed i w czasie transformacji gospodarczej, materiały konferencyjne XXXV Konferencji Statystyków, Ekonometryków i Matematyków Akademii Ekonomicznych Polski Południowej w Osieczanach, Wydawnictwo Akademii Ekonomicznej w Krakowie, Kraków. Zasady metodyczne statystyki rynku pracy i wynagrodzeń [2008], GUS, Warszawa. Earnings Distributions in Poland for Gender and Position – a Comparative Analysis The aim of the paper is to analyse and compare earnings distributions in Poland by gender and position. Central Statistical Office (GUS) statistical data on the salaries of employees were used, but on employees only, hence data on all who work were not considered. Posing the hypothesis that differences do not apply solely to the average level of pay, the author seeks to answer the question of how earnings distributions differed by both gender and position in Poland in 2006. A correlation between the level of pay and the level of inequality in the earnings distributions was observed, which prompts another set of questions..

(15)