Taulukko 1. Perusestimointitulokset
Kokopaivatyossa olevat miehet, Bruttotuntipalkka
|
1984 |
1987 |
1989 |
1991 |
1993 |
1995 | |
|
Koulutus- |
0.0950 |
0.0895 |
0.0895 |
0.0916 |
0.0856 |
0.0891 |
|
VUODET |
(.0034) |
(.0038) |
(.0036) |
(.0035) |
(.0045) |
(.0051) |
|
KOK, pot. |
0.0294 |
0.0283 |
0.0247 |
0.0319 |
0.0381 |
0.0371 |
|
(.0022) |
(.0025) |
(.0025) |
(.0027) |
(.0036) |
(.0040) | |
|
KOK2/100, pot. |
-0.0458 |
-0.0450 |
-0.0354 |
-0.0507 |
-0.0594 |
-0.0568 |
|
(.0050) |
(.0061) |
(.0058) |
(.0061) |
(.0085) |
(.0096) | |
|
R2 korj. |
0.3418 |
0.3024 |
0.2898 |
0.3384 |
0.3494 |
0.3090 |
|
Havaintoja |
2274 |
1876 |
2089 |
1975 |
1175 |
1016 |
KAIKKI NAISET, BRUTTOTUNTIPALKKA (sis. osa-aika dummy:n)
|
1984 |
1987 |
1989 |
1991 |
1993 |
1995 | |
|
Koulutus- |
0.0793 |
0.0784 |
0.0815 |
0.0914 |
0.0882 |
0.0950 |
|
VUODET |
(.0036) |
(.0041) |
(.0038) |
(.0036) |
(.0046) |
(.0051) |
|
KOK, pot. |
0.0136 |
0.0135 |
0.0086 |
0.0167 |
0.0084 |
0.0259 |
|
(.0024) |
(.0031) |
(.0025) |
(.0025) |
(.0038) |
(.0037) | |
|
KOK2/100, pot. |
-0.0180 |
-0.0211 |
-0.0075i |
-0.0228 |
-0.0037i |
-0.0359 |
|
(.0050) |
(.0063) |
(.0052) |
(.0054) |
(.0078) |
(.0076) | |
|
R2 korj. |
0.2209 |
0.2012 |
0.2071 |
0.2917 |
0.2578 |
0.2928 |
|
Havaintoja |
2275 |
1966 |
2118 |
2113 |
1336 |
1164 |
Huom.: 1 tarkoittaa, etta estimaatti ei ole tilastollisesti merkitseva 5 prosentin Virhepaatelman todennakôi-
syydella. Keskivirheet on merkitty estimaattien alapuolelle.
ta johtuen naisten tyôttômyystilanne olikin 1990-luvun puolivalissa miehia pahempi. Kun
tâta kehityskulkua tarkastellaan sita taustaa vasten, etta tyôttômyysriski on etupaassa koh-
distunut matalan osaamis- ja palkkatason omaaviin tyôtekijôihin9, vaikuttaa ilmeiselta, etta
havaittu naisten koulutusvuosien tuottoasteen kasvutrendi on paaosiltaan seurausta siita,
etta suhteellisesti enemman matalan palkka- ja koulutustason naisia on lamavuosien aikana
jaanyt tyôttômiksi. Tata hypoteesia tukevat havainnot naispuolisten tyôntekijôiden miehia
nopeammista tuntipalkkojen ja keskimaaraisen koulutustason nousuista vuosien 1991 ja
1993 valilla. Syvallisempi lisatutkimus aiheesta olisi kuitenkin tarpeen.
Miesten tyôkokemuksen palkitseminen kasvoi huomattavasti 1990-luvun alkupuolella.
Samanaikaisesti heidan tyôkokemus-palkka -profiilin kaltevuus jyrkkeni selvasti. Nais-
puolisten tyôntekijôiden tyôkokemuksella taas on ollut sinnikas taipumus heijastua palk-
koihin vain hyvin maltillisesti. Vuonna 1993 tyôkokemuksen naisille generoima palkka-
efekti oli vain alle yksi neljasosa miesten vastaavasta. Myôs naisten tyôkokemus-palkka -
profiili oli keskimaarin hyvin tasainen verrattuna miesten vastaavan kuvaajan yha jyrkem-
paan muotoon. Taman kehityssuunnan katkeaminen vuonna 1995 johtuu mita todennakôi-
simmin jo aikaisemmin mainituista Tt:n sisaltôôn kyseisena vuonna tehdyista muutoksista.
Katso esim. Asplund ja Lilja (2000).
More intriguing information
1. THE RISE OF RURAL-TO-RURAL LABOR MARKETS IN CHINA2. Are Japanese bureaucrats politically stronger than farmers?: The political economy of Japan's rice set-aside program
3. Ruptures in the probability scale. Calculation of ruptures’ values
4. PACKAGING: A KEY ELEMENT IN ADDED VALUE
5. Bridging Micro- and Macro-Analyses of the EU Sugar Program: Methods and Insights
6. Literary criticism as such can perhaps be called the art of rereading.
7. A COMPARATIVE STUDY OF ALTERNATIVE ECONOMETRIC PACKAGES: AN APPLICATION TO ITALIAN DEPOSIT INTEREST RATES
8. The name is absent
9. ‘I’m so much more myself now, coming back to work’ - working class mothers, paid work and childcare.
10. Contribution of Economics to Design of Sustainable Cattle Breeding Programs in Eastern Africa: A Choice Experiment Approach