Qadınların əmək qüvvəsində iştirakı (female labour force participation, FLFP), bu tədqiqatda 18–64 yaşlı qadının işləməsi və ya fəal şəkildə iş axtarması ilə müəyyən edilən ikili əmək bazarı vəziyyətidir. Loredana Sulejmani və Elena Polo Qərbi Balkanlardakı altı iqtisadiyyat ilə kommunizmdən sonrakı Avropa İttifaqının üzvü olan 11 ölkə arasındakı qadınların əmək qüvvəsində iştirak fərqinin nə qədərinin qadınların müşahidə oluna bilən xüsusiyyətlərindən, nə qədərinin isə bu xüsusiyyətlərin fərqli iqtisadi və institusional mühitlərdə iştiraka çevrilmə biçimindən qaynaqlandığını araşdırırlar. Tədqiqat 2022 Life in Transition Survey IV məlumatlarından yaradılmış 6332 qadından ibarət ortaq nümunədə regional probit modellərindən, qarşılıqlı təsir testlərindən və qeyri-xətti Fairlie ayrışdırmasından istifadə edir.

Əsas əhali-çəkili nəticədə PCEU-11 qrupunda qadınların təxmin edilən əmək qüvvəsində iştirak səviyyəsi %78,25, WB-6 qrupunda isə %61,31-dir. İki qrup arasındakı 16,94 faiz bəndlik fərqin 5,72 bəndi, yəni %33,8-i təhsil, sağlamlıq, yaş və ev təsərrüfatının tərkibi kimi müşahidə olunan xüsusiyyətlərin bölgüsündəki fərqlərlə əlaqəlidir. Qalan 11,21 bənd, yəni %66,2, əmsal fərqlərini və modeldə birbaşa müşahidə olunmayan kontekstual amilləri özündə birləşdirən izah olunmayan komponentdə qalır.

Regional probit nəticələrində ali təhsil qadınların əmək qüvvəsində iştirakı ilə hər iki regionda müsbət əlaqəlidir; lakin əlaqə Qərbi Balkanlarda xeyli böyükdür. Aşağı təhsil səviyyəsi istinad kateqoriyası götürüldükdə ali təhsil WB-6-da 34,5 faiz bənd, PCEU-11-də 15,9 faiz bənd daha yüksək iştirak ehtimalı ilə əlaqəlidir. Bunun əksinə, 0–5 yaşlı hər əlavə uşaq WB-6-da təxminən 5,8, PCEU-11-də isə təxminən 10,1 faiz bənd daha aşağı iştirak ehtimalı ilə əlaqəlidir.

Tədqiqatın əsas şərh məhdudiyyəti səbəbiyyətdir. Kəsik müşahidəvi dizayn təhsilin, sağlamlığın, ev təsərrüfatı quruluşunun və ya uşaqların qadınların əmək qüvvəsində iştirakı üzərində səbəb-nəticə təsirini müəyyən etmir. Eyni şəkildə, ayrışdırmadakı %66,2-lik izah olunmayan hissə müəyyən bir institutun, Aİ üzvlüyünün, uşaq baxımı sisteminin və ya mədəni amilin birbaşa təsiri kimi şərh edilə bilməz.

Qərbi Balkanlar ilə postkommunist Aİ ölkələri arasında qadınların əmək qüvvəsində iştirak fərqi nədir?

Tədqiqatın əsas əhali-çəkili analitik nümunəsində qadınların əmək qüvvəsində iştirak səviyyəsi PCEU-11 üçün %78,25, WB-6 üçün %61,31-dir; aradakı 16,94 faiz bəndlik fərq PCEU-11-in xeyrinədir. Bu dəyər tədqiqat daxilindəki Fairlie ayrışdırmasının başlanğıc fərqidir və fərqli məlumat mənbəyi, yaş əhatəsi və ya nümunə tərifi istifadə edən tarixi ümumiləşdirilmiş göstəricilərlə birbaşa eyni statistika kimi qiymətləndirilməməlidir.

WB-6 qrupu Albaniya, Bosniya və Herseqovina, Kosovo, Monteneqro, Şimali Makedoniya və Serbiyadan ibarətdir. PCEU-11 qrupuna isə Bolqarıstan, Xorvatiya, Çexiya, Estoniya, Macarıstan, Latviya, Litva, Polşa, Rumıniya, Slovakiya və Sloveniya daxildir.

İki qrup sosialist dövründən miras qalan yüksək qadın məşğulluğu və 1990-dan sonrakı iqtisadi keçid təcrübələri səbəbindən müqayisə edilir. Tədqiqatçıların əsaslandırmasına görə, Qərbi Balkanları bütün Avropa İttifaqı ilə müqayisə etməkdənsə, oxşar tarixi başlanğıc nöqtələrinə malik, lakin Avropa inteqrasiyası və institusional transformasiya baxımından sonradan fərqli yollar izləmiş iqtisadiyyatlarla müqayisə etmək daha mənalı siyasət meyarı yaradır.

Tədqiqatın iki hipotezi

Birinci hipotez fərdi və ev təsərrüfatı xüsusiyyətlərinin qadınların əmək qüvvəsində iştirakı ilə əlaqəsinin WB-6 və PCEU-11 arasında fərqli olduğunu irəli sürür. İkinci hipotez isə regional iştirak fərqinin yalnız bir hissəsinin qadınların müşahidə olunan xüsusiyyətlərindəki fərqlərlə izah oluna biləcəyini, böyük hissəsinin isə bu xüsusiyyətlərin əmək qüvvəsində iştiraka fərqli şəkildə çevrilməsi və müşahidə olunmayan iqtisadi/institusional şəraitlə əlaqəli olacağını nəzərdə tutur.

Nəticələr birinci hipotezi qismən, ikinci hipotezi isə aydın şəkildə dəstəkləyir. Xüsusilə ali təhsil, yaş profili və kiçik uşaqların mövcudluğunda regionlar arasında nəzərəçarpan fərqlər var; sağlamlıq, ənənəvi kişi-ailə təminatçısı norması və evlilik kimi bəzi dəyişənlərin əlaqələri isə iki regionda daha oxşardır.

Niyə yalnız qadınların təhsil səviyyəsinə baxmaq kifayət deyil?

Tədqiqatın konseptual çıxış nöqtəsi insan kapitalının əmək bazarı nəticəsinə çevrilməsinin yalnız fərdin təhsil səviyyəsindən asılı olmamasıdır. Eyni təhsil səviyyəsinə malik qadınlar fərqli əmək tələbi, sektor strukturu, qayğı infrastrukturu, nəqliyyat imkanları, sosial müdafiə sistemi, iş elastikliyi və institusional mühit daxilində fərqli iştirak ehtimallarına malik ola bilərlər.

Bu fərq siyasət baxımından vacibdir. Regional fərq əsasən qadınların təhsil, sağlamlıq və ya ev təsərrüfatı xüsusiyyətlərindən qaynaqlansaydı, siyasətin prioriteti əsasən fərdi resursların inkişaf etdirilməsi olardı. Fərq əsasən eyni xüsusiyyətlərin fərqli iqtisadi mühitlərdə fərqli nəticələr yaratması ilə əlaqəlidirsə, yalnız qadınların təhsil səviyyəsini yüksəltmək kifayət etməyə bilər; əmək tələbi və institutların da dəyişməsi lazımdır.

Ali təhsil niyə mərkəzi bir tapıntıdır?

Ali təhsil tədqiqatın iki regional probit modelində ən güclü müsbət əlaqələrdən biridir. Aşağı orta təhsil və ya daha aşağı təhsil səviyyəsi istinad götürüldükdə:

Yuxarı orta təhsil səviyyəsində regional fərq kiçikdir; əsas ayrışma ali təhsildə ortaya çıxır. WB-6-da ali təhsilin iştirakla əlaqəsi PCEU-11 ilə müqayisədə təxminən 18,6–19 faiz bənd daha böyükdür.

Mənbədəki müzakirəyə görə, bu nümunə Qərbi Balkanlarda ali təhsilin qadınların formal məşğulluğa daxil olmasında daha seçici hədd və ya keçid rolu oynaması ilə uyğun ola bilər. Lakin tədqiqat bu mexanizmi birbaşa sınaqdan keçirmir; bu şərh ədəbiyyat və ölkə səviyyəli kontekst göstəriciləri ilə dəstəklənən izahlı şərhdir.

Təhsil ilə məşğulluq arasında avtomatik keçid yoxdur

Mənbənin 22–24-cü səhifələrindəki Şəkil 4–6 bu fərqi vizuallaşdırır. Qərbi Balkanlarda qadınların ali təhsilə çıxışı əksər ölkələrdə daha aşağıdır; eyni zamanda təhsildən işə keçiddə gənc qadınlar arasında daha yüksək NEET göstəriciləri və orta/yüksək təhsilli qadınlar arasında daha yüksək işsizlik müşahidə olunur.

Mənbədə verilən 2022 ölkə göstəricilərində ali təhsilli qadınların payı Bosniya və Herseqovinada təxminən %13-dən Albaniyada təxminən %21-ə qədər dəyişdiyi halda, bəzi PCEU-11 ölkələrində %37–46 aralığına çatır. Gənc qadınlar arasında nə təhsildə, nə məşğulluqda, nə də təlim proqramında olma göstəricisi Albaniyada %22 və Kosovoda %31 olduğu halda, Çexiya, Sloveniya, Xorvatiya və Estoniyada təxminən %6–9 aralığındadır.

Bu göstəricilər əsas LiTS probit modelinin bir hissəsi deyil; müəlliflər tərəfindən nəticələrin iqtisadi kontekstini müzakirə etmək üçün istifadə edilən xarici ölkə səviyyəli göstəricilərdir. Buna görə də onlar birbaşa mikroekonometrik əmsalların səbəbi kimi qiymətləndirilə bilməz.

Kiçik uşaqların iştirakla əlaqəsi

0–5 yaşlı uşaqların sayı hər iki regionda qadınların əmək qüvvəsində daha aşağı iştirakı ilə əlaqəlidir. Survey-design orta marjinal təsirlər:

0–5 yaş qrupundakı regional fərq statistik baxımdan daha aydındır. Pooled interaction modelində kiçik uşaq dəyişəninin regional qarşılıqlı təsir əmsalı −0,270 və p = 0,013-dür. Uşaq dəyişənlərinin birlikdə sınaqdan keçirildiyi Wald testi də regional bərabərliyi rədd edir: F(2,832) = 3,16 və p = 0,043.

Mənbə uşaq sayını kateqorik şəkildə sınaqdan keçirdikdə PCEU-11-də ilk 0–5 yaşlı uşağın təxminən 19,6 faiz bənd, ikinci uşağın əlavə 8,0 faiz bənd; WB-6-da isə ilk uşağın 9,6, ikinci uşağın əlavə 5,9 faiz bənd daha aşağı iştirak ehtimalı ilə əlaqəli olduğunu da bildirir. Bu nəticə uşaq sayının xətti dəyişəninin azalan marjinal əlaqəni orta bir əmsalda cəmlədiyini göstərir.

Kiçik uşaq cəzasının PCEU-11-də daha böyük olması nə deməkdir?

Bu tapıntı Qərbi Balkanlarda uşaq baxımının daha asan olduğu anlamına gəlmir. Mənbə PCEU-11-də daha böyük 0–5 yaş uşaq əmsalını uzun evdə baxım məzuniyyətləri, üç yaşdan kiçik uşaqlar üçün məhdud formal baxım və işləyən anaların seçilməsi kimi mümkün kontekstlərlə müzakirə edir; lakin mövcud kəsik model bu mexanizmləri səbəb baxımından bir-birindən ayıra bilmir.

Müəlliflərin müzakirəsində formal uşaq baxımı xidmətlərinə çıxış hər iki regionda məhdudiyyətlər göstərə bilər. LiTS məlumatlarında altı yaş və daha kiçik uşaqları olan ev təsərrüfatlarının baxım müəssisəsindən istifadə etdiyini bildirmə göstəricisi WB-6-da təxminən %40, PCEU-11-də təxminən %65-dir. WB-6-da baxım müəssisəsinin uzaqlığı və ya qiyməti kimi çıxış problemləri daha tez-tez bildirilir.

Bununla yanaşı, WB-6-da artıq əmək qüvvəsindən kənarda olan qadınların payının daha yüksək olması yeni uşağın “iştirakdan çıxardığı” müşahidə olunan qadın qrupunu daha seçilmiş hala gətirə bilər. Buna görə daha kiçik təxmin edilən uşaq əmsalı baxım probleminin daha kiçik olduğuna birbaşa sübut deyil.

Sağlamlıq, gender normaları və evlilik

Zəif öz-bəyan edilmiş sağlamlıq WB-6-da təxminən 10,0 və PCEU-11-də 9,1 faiz bənd daha aşağı qadın əmək qüvvəsində iştirakı ilə əlaqəlidir. Bu iki təxmin bir-birinə çox yaxındır və mənbə sağlamlığı hər iki regionda ortaq məhdudiyyət kimi şərh edir. Bununla belə, sağlamlıqla işləmənin istiqaməti əks səbəbiyyətə açıq olduğundan nəticə səbəb xarakterli deyil.

“Kişi pul qazanmalı, qadın isə ev və ailə ilə məşğul olmalıdır” fikri ilə razılaşma WB-6-da təxminən 6,8, PCEU-11-də 4,7 faiz bənd daha aşağı əmək qüvvəsində iştirakla əlaqəlidir. Lakin bu münasibətin iki regiondakı bölgüləri bir-birinə nisbətən yaxın olduğundan Fairlie ayrışdırmasında regional fərqə töhfəsi təxminən 0,3 bəndlə məhdud qalır.

Evlilik WB-6-da təxminən 3,5, PCEU-11-də təxminən 3,0 faiz bənd daha aşağı iştirakla əlaqəlidir. Regional fərq kiçikdir və WB-6 təxmini bəzi dayanıqlılıq yoxlamalarında zəifləyir.

Şəhər yaşayışı və yaş profili

Şəhər yaşayışı WB-6-da təxminən 5,9 faiz bənd daha yüksək əmək qüvvəsində iştirak ehtimalı ilə əlaqəlidir; PCEU-11-dəki 1,7 bəndlik təxmin statistik baxımdan əhəmiyyətli deyil. Mənbə bunu Qərbi Balkanlardakı mümkün məkan çıxışı fərqlərinin araşdırılması üçün işarə sayır; nəqliyyat, rəqəmsal bağlantı, uşaq baxımı və yerli iş imkanlarına çıxış mümkün kanallardır, lakin tədqiqatda birbaşa ölçülmüş mexanizmlər deyil.

İştirak yaşla xətti şəkildə irəliləmir. Təxmin edilən iştirak profili WB-6-da təxminən 40,3 yaşda, PCEU-11-də isə təxminən 42,2 yaşda zirvəyə çatır. Mənbə kvadratik yaş spesifikasiyasını beşillik yaş qrupları ilə müqayisə edərək dayanıqlılıq yoxlamasından keçirmişdir.

Tədqiqatın metodu və nəticələri

Məlumat dəsti və analitik nümunə

Tədqiqat EBRD və Dünya Bankının Life in Transition Survey IV 2022 məlumatlarından istifadə edir. LiTS-IV ölkələr arasında eyni sorğu formasından və uyğunlaşdırılmış nümunələmə yanaşmasından istifadə edir. Nümunə çoxmərhələli klaster dizaynı ilə qurulur; ilkin nümunələmə vahidləri əhali ölçüsünə proporsional ehtimalla seçilir, sonra ev təsərrüfatları nümunəyə daxil edilir və hər ev təsərrüfatından bir yetkin əsas respondentlə müsahibə aparılır.

Təhlil 18–64 yaşlı qadın əsas respondentlərlə məhdudlaşdırılmışdır. Bütün model dəyişənləri üçün complete-case yanaşması tətbiq edildikdən sonra ortaq analitik nümunə 6332 nəfərdən ibarətdir:

Eyni nümunə regional probit modellərində, pooled interaction modelində, Fairlie ayrışdırmasında və əsas dayanıqlılıq yoxlamalarında istifadə edilmişdir. Beləliklə, model nəticələri arasındakı fərqlərin nümunə tərkibinin dəyişməsindən qaynaqlanması azaldılmışdır.

Asılı və izahedici dəyişənlər

Asılı dəyişən \(FLFP_{ic}\), qadın işləyirsə və ya fəal şəkildə iş axtarırsa 1; əks halda 0-dır. Mənbə iştirak vəziyyətini müsahibədən əvvəlki yeddi günə dair öz-bəyana əsasən müəyyən edir.

Əsas izahedici dəyişənlər bunlardır:

• yaş və yaşın kvadratı,
• 0–5 yaşlı uşaqların sayı,
• 6–14 yaşlı uşaqların sayı,
• ev təsərrüfatında 65 yaş və yuxarı şəxsin olması,
• evlilik vəziyyəti,
• yuxarı orta təhsil/orta təhsildən sonrakı təhsil,
• ali təhsil,
• şəhər yaşayışı,
• ənənəvi kişi-ailə təminatçısı gender baxışı ilə razılaşma,
• zəif öz-bəyan edilmiş sağlamlıq,
• ev təsərrüfatının 10 pilləli subyektiv rifah nərdivanındakı mövqeyi.

Regiona xas probit modeli

Hər region üçün istifadə olunan əsas probit modeli:

\[ P(FLFP_{ic}=1\mid X_{ic},c\in r) = \Phi\left( \alpha_r+\sum_{k=1}^{K}\beta_{kr}X_{kic}+\lambda_c \right), \quad r\in\{WB\!-\!6,PCEU\!-\!11\} \]

Burada \(FLFP_{ic}\), \(c\) ölkəsindəki \(i\) qadının əmək qüvvəsində iştirak vəziyyətidir. \(\Phi\), standart normal paylanmanın kumulyativ paylanma funksiyasıdır. \(\alpha_r\) regiona xas sabit termin, \(\beta_{kr}\) izahedici dəyişənlərin əmsalları və \(\lambda_c\) ölkə sabit təsirləridir.

Xam probit əmsallarının müxtəlif nümunələrdəki miqyas fərqləri səbəbindən birbaşa müqayisəsi problemli olduğuna görə tədqiqatın əsas şərhləri orta marjinal təsirlər (AME) üzərindən aparılır. AME müəyyən dəyişəndəki dəyişikliyin təxmin edilən iştirak ehtimalı ilə orta əlaqəsini faiz bəndləri şəklində daha birbaşa şərh etməyə imkan verir.

Pooled qarşılıqlı təsir modeli

Regional əmsalların həqiqətən fərqli olub-olmadığını yoxlamaq üçün 17 ölkə birlikdə modelləşdirilmişdir:

\[ P(FLFP_{ic}=1\mid X_{ic},R_c) = \Phi\left( \alpha + \sum_{k=1}^{K}\beta_kX_{kic} + \sum_{k=1}^{K}\theta_kR_cX_{kic} + \lambda_c \right) \]

\(R_c\), mənbədə WB-6 üçün 0 və PCEU-11 üçün 1 kimi müəyyən edilir. \(\theta_k\) terminləri xüsusiyyətlərin iki regiondakı əlaqələrinin fərqlənib-fərqlənmədiyini yoxlamaq üçün istifadə olunur. Bütün regional meyl qarşılıqlı təsirləri ayrıca birgə Wald testi ilə yoxlanılmışdır.

Mənbədaxili texniki qeyd: Mənbə mətni \(R_c=0\) WB-6 və \(R_c=1\) PCEU-11 tərifindən dərhal sonra “müsbət əmsalın Qərbi Balkanlarda daha böyük təsiri göstərdiyini” yazır. Bu ifadə tənlikdəki kodlaşdırma və Cədvəl 2-dəki işarə quruluşu ilə uyğunsuz görünür. Buna görə Verianla mətnində qarşılıqlı təsirlərin istiqaməti mənbədə bildirilən regional AME-lər və Cədvəl 2-nin işarələri ilə birlikdə qiymətləndirilir, sözügedən cümlə səssizcə yenidən tərif edilmir.

Fairlie ayrışdırması nəyi ölçür?

Fairlie ayrışdırması ikili nəticə olan qadınların əmək qüvvəsində iştirakında iki region arasındakı ümumi fərqi, qadınların müşahidə olunan xüsusiyyətlərinin bölgüsündəki fərqlərlə əlaqəli “izah olunan” hissə ilə ortaq müşahidə olunan xüsusiyyətlərlə izah olunmayan və əmsal fərqləri ilə müşahidə olunmayan konteksti birlikdə əhatə edən “izah olunmayan” hissəyə ayıran qeyri-xətti ayrışdırma üsuludur.

Mənbədə istifadə olunan əsas ayrışdırma:

\[ \Delta FLFP=\Delta FLFP^{X}+\Delta FLFP^{U} \]

\[ \Delta FLFP^{X} = E\left[\Phi\left(X_{ic}'\beta^{Pooled}\right)\mid R_c=PCEU\!-\!11\right] - E\left[\Phi\left(X_{ic}'\beta^{Pooled}\right)\mid R_c=WB\!-\!6\right] \]

\[ \Delta FLFP^{U} = \Delta FLFP-\Delta FLFP^{X} \]

\(\Delta FLFP\) ümumi regional fərqdir. \(\Delta FLFP^{X}\), müşahidə olunan xüsusiyyətlərin bölgüsündəki fərqlə əlaqəli izah olunan komponentdir. \(\Delta FLFP^{U}\) isə ümumi fərqdən izah olunan hissə çıxıldıqdan sonra qalan izah olunmayan komponentdir. \(\beta^{Pooled}\), iki qrupun birlikdə istifadə edildiyi pooled probit modelindən əldə olunan ortaq əmsal quruluşudur.

Fairlie üsulu qadınları təxmin edilən iştirak ehtimallarına görə uyğunlaşdırır. Əsas əhali-çəkili tətbiqdə bərabər ölçülü alt nümunələr, müşahidə çəkilərinə proporsional seçim ehtimalları istifadə edilməklə replacement ilə seçilir. Nəticələr təsadüfi uyğunlaşdırmanın və kovariat sırasının 1000 təkrarı üzrə ortalanmışdır.

Statistik qeyri-müəyyənlik 17 ölkə təbəqəsinin hər birində ilkin nümunələmə vahidlərinin yenidən nümunələndiyi 1000 bootstrap təkrarı ilə qiymətləndirilmiş və faiz əsasında %95 etibar intervalları bildirilmişdir.

Əsas Fairlie ayrışdırma nəticəsi

Bootstrap nəticələrində ümumi fərqin, izah olunan hissənin və izah olunmayan hissənin %95 etibar intervalları sıfırı əhatə etmir. Ümumi fərqin təxmini 16,935; izah olunan hissə 5,724; izah olunmayan hissə 11,211 faiz bənddir.

Hansı xüsusiyyətlər izah olunan fərqə əhəmiyyətli töhfə verir?

Bu dörd dəyişən birlikdə təxminən 3,65 faiz bənd töhfə verir; bu, ümumi iştirak fərqinin təxminən %21,6-sına və izah olunan komponentin təxminən %63,8-inə uyğundur.

Yaş profilinin nöqtə təxmini 1,014 bənd olsa da, %95 etibar intervalı −0,317 ilə 2,486 arasında olduğuna görə sıfırı istisna etmir. Eyni şəkildə 6–14 yaşlı uşaqların, ev təsərrüfatında yaşlı şəxsin olmasının, şəhər yaşayışının, kişi-ailə təminatçısı normasının və qavranılan ev təsərrüfatı rifahının töhfələrinin %95 etibar intervalları sıfırı əhatə edir.

İzah olunmayan %66,2 necə şərh edilməlidir?

İzah olunmayan komponent “iqtisadi institutların təsiri %66,2-dir” və ya “Aİ üzvlüyü fərqin %66,2-sini yaradıb” demək deyil. Bu komponent eyni ölçülmüş xüsusiyyətlərin iki regionda fərqli əmsallarla əlaqəli olmasını, modelə daxil edilməyən dəyişənləri və digər müşahidə olunmayan kontekstual fərqləri birlikdə əhatə edir; mövcud dizayn bunları ayrı-ayrılıqda müəyyən edə bilmir.

Mənbə əmək tələbi, məşğulluq imkanları, uşaq baxımı xidmətləri, ailə siyasətləri, sosial müdafiə, iş təşviqləri, ayrı-seçkilik və institusional keyfiyyət kimi sahələri mümkün kontekstlər kimi müzakirə edir. Lakin bunların heç biri Fairlie ayrışdırmasındakı 11,21 bəndin birbaşa səbəb mənbəyi kimi ölçülməmişdir.

Dayanıqlılıq yoxlamaları

Tədqiqatçılar nəticələrin tək bir model seçiminə həddindən artıq asılı olub-olmadığını çoxsaylı yoxlamalarla qiymətləndiriblər:

• 25–54 yaşlı prime-age qadınlarla yenidən qiymətləndirmə,
• leave-one-country-out təhlilləri,
• probit əvəzinə logit dayanıqlılıq modeli,
• kvadratik yaş quruluşunun beşillik yaş kateqoriyaları ilə müqayisəsi,
• uşaq saylarının xətti və kateqorik formada modelləşdirilməsi,
• ev təsərrüfatı rifahının xətti, kvadratik və xaric edilmiş formada sınağı,
• variance inflation factor ilə çoxxətli əlaqə yoxlaması,
• link testləri və informasiya meyarları,
• decile calibration və ROC sahəsi,
• Fairlie uyğunlaşdırmasında fərqli təsadüfi toxumlar və 5000 təkrar,
• ortaq dəstək sahəsi ilə məhdudlaşdırılmış ayrışdırma.

Ortaq dəstək məhdudiyyəti tətbiq edildikdə ümumi nümunənin təxminən %96-sı qorunur. İzah olunan komponent 5,72-dən 3,98 faiz bəndə, ümumi fərqdəki payı %33,8-dən %26,1-ə enir; bunun əksinə izah olunmayan hissə 11,21-dən yalnız 11,27 bəndə dəyişir. Bu nəticə böyük izah olunmayan komponentin alternativ uyğunlaşdırma şərtlərinə qarşı nisbətən sabit qaldığını göstərir.

Bu tədqiqat səbəb təsiri göstərirmi?

Xeyr. LiTS-IV bir dövrə aid kəsik mikroveriyə əsaslandığı və təhsil, sağlamlıq, ev təsərrüfatı quruluşu və ya gəlir üçün ekzogen eksperimental dəyişiklik və ya yetərli instrumental dəyişən istifadə etmədiyi üçün model əmsalları və Fairlie komponentləri şərti əlaqələrdir; təhsilin, uşaq sahibi olmanın, sağlamlığın və ya müəyyən bir institutun qadınların əmək qüvvəsində iştirakı üzərində səbəb təsirini müəyyən etmir.

Tədqiqatın dəstəklədiyi nəticələr

• WB-6 ilə PCEU-11 arasında qadınların əmək qüvvəsində iştirakında böyük analitik fərq var.
• Müşahidə olunan qadın və ev təsərrüfatı xüsusiyyətləri bu fərqin təxminən üçdə birini izah edir.
• Fərqin təxminən üçdə ikisi əmsal fərqləri və müşahidə olunmayan kontekstlə əlaqəli izah olunmayan komponentdə qalır.
• Ali təhsil WB-6-da qadınların iştirakı ilə PCEU-11-ə nisbətən xeyli daha güclü müsbət əlaqə göstərir.
• 0–5 yaşlı uşaqların iştirakla mənfi əlaqəsi hər iki regionda mövcuddur və böyüklüyü PCEU-11-də daha yüksəkdir.
• Zəif sağlamlıq və ənənəvi kişi-ailə təminatçısı baxışı hər iki regionda daha aşağı iştirakla əlaqəlidir.

Tədqiqatın dəstəkləmədiyi nəticələr

• Aİ üzvlüyünün qadınların iştirakını müəyyən bir faiz artırdığı nəticəsini vermir.
• Uşaq baxımı siyasətlərinin müşahidə olunan fərqin müəyyən bir faizinə səbəb olaraq gətirib çıxardığını sübut etmir.
• Ali təhsilin WB-6-dakı qadınların iştirakını dəqiq olaraq 34,5 faiz bənd artıracağını səbəb baxımından göstərmir.
• %66,2-lik izah olunmayan komponenti tək bir instituta və ya mədəni amilə bağlamır.
• WB-6 və PCEU-11 daxilindəki bütün ölkələrin bir-birinə bənzər olduğunu göstərmir.

Siyasət baxımından mənbə tədqiqatının çıxardığı nəticə

Müəlliflərin əsas siyasət şərhi ondan ibarətdir ki, yalnız qadınların təhsilini və digər fərdi xüsusiyyətlərini yaxşılaşdırmağa əsaslanan yanaşmanın regional iştirak fərqini tamamilə bağlaması gözlənilməməlidir. Ali təhsilə çıxış əhəmiyyətini qorusa da, daha çox sayda aşağı və orta təhsilli qadın üçün peşə təhsili, yenidən bacarıq qazandırma və formal iş tələbinin genişlənməsi də əhəmiyyətlidir.

Uşaq baxımı siyasətlərinin də regional kontekstdən asılı olmayaraq vahid reseptlə nəzərdən keçirilməməsi tövsiyə edilir. PCEU-11-də xüsusilə üç yaşdan kiçik uşaqlar üçün əlçatan və münasib qiymətli tamgünlük baxım anaların işə qayıdışını asanlaşdıra biləcək sahələrdən biri kimi müzakirə olunduğu halda; WB-6-da baxım xidmətlərinin genişləndirilməsinin qadınların doğuşdan əvvəlki məşğulluq əlaqəsini və geri dönə biləcəkləri iş imkanlarını gücləndirən siyasətlərlə birlikdə nəzərdən keçirilməli olduğu müdafiə edilir.

Sağlamlıq, gender normaları və məkan çıxışı da siyasət gündəminə daxil edilir. Bununla belə, mənbə bu siyasətlərin səbəb təsirlərini ölçməyib; bunlar empirik tapıntıların və ədəbiyyat kontekstinin istiqamətləndirdiyi siyasət müzakirələridir.

Əsas məhdudiyyətlər

• Məlumat kəsikdir; səbəbiyyət müəyyən edilə bilməz.
• Sağlamlıq və ev təsərrüfatı gəliri kimi dəyişənlərdə əks səbəbiyyət ola bilər.
• Təhsil və ev təsərrüfatı tərkibi iştirak qərarı ilə birlikdə müəyyənləşə bilər.
• WB-6 və PCEU-11 kimi iki böyük qrup ölkədaxili və ölkələrarası heterogenliyi qismən gizlədir.
• Fairlie ayrışdırmasının izah olunmayan komponenti tək bir institusional mexanizmi müəyyən etmir.
• Ortaq dəstəkdən kənardakı bəzi müşahidələr xüsusilə yüksək təhsilli prime-age PCEU-11 qadınları üçün qarşıfaktual uyğunlaşdırmanı ekstrapolyasiyaya çevirə bilər.

Mənbə və metod qeydi

Özgün başlıq: Different Women or Different Economies? Female Labour Force Participation in the Western Balkans and the Post-Communist European Union Countries

Müəlliflər: Loredana Sulejmani; Elena Polo

Məsul müəllif: Loredana Sulejmani

Qurumlar: Faculty of Economy, University of Tirana; Institute of European Studies, University of Tirana, Tirana, Albania

Jurnal: Economies

Nəşriyyat: MDPI

Nəşr növü: Article

Biblioqrafik qeyd: Economies, 2026, 14(10), 451

DOI: 10.3390/economies14100451

Təqdim: 4 Avqust 2026

Reviziya: 19 Sentyabr 2026

Qəbul: 25 Sentyabr 2026

Nəşr: 3 Oktyabr 2026

Lisenziya: Creative Commons Attribution (CC BY).

Əsas məlumat mənbəyi: Life in Transition Survey IV, 2022; EBRD və World Bank tərəfindən aparılmış uyğunlaşdırılmış ev təsərrüfatı sorğusu.

Analitik nümunə: 18–64 yaşlı 6332 qadın; WB-6 üçün 2453, PCEU-11 üçün 3879 müşahidə.

Əsas metodlar: Survey-weighted regional probit modelləri, orta marjinal təsirlər, birləşdirilmiş regional qarşılıqlı təsir modeli, birgə Wald testləri, qeyri-xətti Fairlie ayrışdırması, PSU-əsaslı təbəqəli bootstrap və çoxsaylı dayanıqlılıq yoxlamaları.

Maliyyələşmə: Tədqiqat Albaniya National Agency for Scientific Research and Innovation tərəfindən maliyyələşdirilmişdir.

Etika komitəsi: Tətbiq edilə bilməz.

Məlumatlandırılmış razılıq: Tətbiq edilə bilməz.

Maraqların toqquşması: Müəlliflər maraqların toqquşması olmadığını bəyan edirlər.

Müəllif töhfələri: Konseptuallaşdırma Loredana Sulejmani və Elena Polo; metodologiya, proqram təminatı, formal təhlil, məlumatların idarə edilməsi və resurslar əsasən Loredana Sulejmani; araşdırma Elena Polo; yoxlama, yazı, redaktə, nəzarət və layihənin idarə edilməsi hər iki müəllif tərəfindən həyata keçirilmişdir.

AI/dil redaktəsi qeydi: Müəlliflər məqalənin hazırlanması zamanı QuillBot v44.167.3-dən qrammatik düzəliş və dil redaktəsi məqsədilə istifadə etdiklərini; alətin məlumat yaratmaq və ya tədqiqatı müstəqil aparmaq üçün istifadə edilmədiyini və bütün çıxışların müəlliflər tərəfindən yoxlanılıb redaktə edildiyini bildirirlər.

Məlumat əlçatanlığı üçün mənbədaxili qeyd: Məqalənin Data Availability Statement bölməsi ilkin məlumatların EBRD internet saytında açıq olduğunu bildirir, lakin eyni cümlədə verilən ünvan World Bank World Development Indicators səhifəsinə yönləndirir. Metod bölməsi isə istifadə olunan əsas mikroverini Life in Transition Survey IV kimi müəyyən edir. Verianla bu mənbədaxili fərqi səssizcə düzəltmir.

Tənlik (2) üçün mənbədaxili qeyd: Mənbə regional göstəricini WB-6 üçün 0 və PCEU-11 üçün 1 kimi müəyyən etsə də, dərhal sonra müsbət qarşılıqlı təsir əmsalını Qərbi Balkanlarda daha böyük təsir kimi təsvir edir. Bu cümlə tənlik kodlaşdırması və Cədvəl 2-nin işarə quruluşu ilə uyğunsuz görünür; buna görə nəticələr regional AME-lərlə birlikdə şərh edilməlidir.

Vizualın yenidən çəkilməsi: Mənbədəki Şəkil 1-in Fairlie töhfələri, Şəkil 2-nin 1990–2022 regional tarixi fərqi və Şəkil 4–11-dəki təhsil, işsizlik, qayğı, doğum, normalar, urbanizasiya və sağlamlıq konteksti uyğun lisenziya və düzgün mənbə işarələnməsi ilə Verianla üçün orijinal məlumat vizualları kimi yenidən qurula bilər.

Verianla Live uyğunluğu: Source-faithful Live Compare və Live Data üçün uyğundur. Xüsusilə 16,94 bəndlik ümumi fərqin 5,72 izah olunan və 11,21 izah olunmayan komponentə ayrılması və əhəmiyyətli töhfələrin ardıcıllıqla göstərilməsi güclü Live Figure yarada bilər. İstifadəçinin siyasət parametrini dəyişdirərək yeni səbəb nəticəsi yaratdığı simulyasiya mənbə tərəfindən dəstəklənmir.