Uluslararası ticaretin kadınlar ile erkekler arasındaki iş gücü piyasası eşitsizliğini nasıl etkilediği genellikle ücretler üzerinden araştırılır. İhracat artınca kadınların göreli ücretleri yükseliyor mu, ücret farkı kapanıyor mu veya kadın istihdamı azalıyor mu? Bárbara Boggiano’nun Arjantin üzerine hazırladığı bu çalışma, ücretlerin tek başına yeterli bir gösterge olmadığını savunuyor. Araştırma, işini kaybeden kadınların özel sektördeki kayıtlı ücretli istihdama ne kadar hızlı dönebildiğini ayrı bir uyum kanalı olarak inceliyor.

Çalışmanın temel verisi, Arjantin sosyal güvenlik kayıtlarından oluşturulan Muestra Longitudinal de Empleo Registrado adlı idari paneldir. Veri seti 1996-2015 döneminde 511.398 benzersiz çalışanı, yaklaşık 1,45 milyon çalışan-işveren ilişkisini ve aylık ücret kayıtlarını izlemektedir. Ana ücret analizinde yaklaşık 6,30 milyon çalışan-ay gözlemi, istihdam dışında kalma analizinde ise 159.563 dönem başlangıcı kullanılmaktadır.

Araştırma, ihracata maruz kalmayı ölçmek için 1996’daki il-sektör istihdam yapısını, 2002 sonrasında ulusal ihracat talebindeki değişimlerle birleştiren Bartik tipi shift-share göstergesi kullanıyor. Kadınlar ile erkekler arasındaki fark, Arjantin’in tarım, balıkçılık, madencilik ve imalat gibi ihracata açık mal sektörlerinde inceleniyor. Bu sektörlerde kadınların kayıtlı istihdam içindeki payı yalnızca yüzde 8 ile yüzde 18 arasında değişmektedir.

Tercih edilen ücret modelinde kadın ile ihracat maruziyeti etkileşim katsayısı 0,026’dır ve istatistiksel olarak sıfırdan farklı değildir. Başka bir ifadeyle çalışma, ihracat maruziyetinin bu sektörlerde kadın-erkek ücret farkını genel olarak daralttığına veya genişlettiğine ilişkin güvenilir bir hücre düzeyi bulgusu elde etmemektedir.

Buna karşılık özel sektörde kayıtlı ücretli istihdam dışında kalınan sürenin analizinde kadın ile ihracat maruziyeti etkileşimi -0,282’dir ve güçlü biçimde anlamlıdır. İller arasındaki 2008 maruziyet farkına uygulandığında bu katsayı, yüksek maruziyetli yerlerde kadınların dönemlerinin yaklaşık yüzde 9,8 veya yaklaşık 1,2-1,3 ay daha kısa olmasıyla ilişkilidir. Çalışmaya göre bu büyüklük, yaklaşık 0,22 log puanlık başlangıçtaki kadın-erkek süre farkının kabaca yarısını kapatmaktadır.

Sonuç en güçlü biçimde 25-34 yaş grubunda görülmekte ve 2010-2015 sermaye kontrolleri döneminde büyümektedir. Cox süre modeli de kadın ile Bartik etkileşimi için 1,217’lik tehlike oranı vermektedir. Bu, yüksek ihracat maruziyetinde kadınların kayıtlı özel sektör istihdamına dönüş hızının erkeklere göre yaklaşık yüzde 21,7 daha yüksek olduğunu göstermektedir.

Ancak “istihdam dışında kalma” ölçütü gerçek işsizliği tek başına göstermemektedir. Veri yalnızca özel sektördeki kayıtlı ücretli işi gözlemlediği için kamu sektörüne geçiş, kendi hesabına çalışma, kayıt dışı çalışma ve gerçek işsizlik aynı kategoride görünmektedir. Bulgular bu nedenle “kadınlar daha hızlı iş buluyor” biçiminde genellenmemeli; “kadınların özel sektörde kayıtlı ücretli işe gözlenen dönüş süresi, yüksek ihracat maruziyetli hücrelerde daha kısa” biçiminde okunmalıdır.

Araştırmanın temel problemi

Ticaretin kadınlar ile erkekler arasındaki eşitsizliği azaltacağına ilişkin klasik görüş, artan rekabetin ayrımcı işveren davranışını daha pahalı hâle getireceğini öne sürer. İhracat yapan veya dış rekabetle karşılaşan işletmeler verimsiz ayrımcılığın maliyetini daha fazla hissederse kadınların ücretleri erkeklere yaklaşabilir.

Ancak farklı ülkelerdeki ampirik sonuçlar aynı yönde değildir. Kadınların yoğun biçimde çalıştığı Meksika imalat sektörlerinde ticaretin kadınların göreli ücretleriyle olumlu ilişkilendirildiği çalışmalar bulunurken, erkek egemen tarım, madencilik veya birincil üretim sektörlerinde ücret etkileri sıfıra yakın, olumsuz veya kadın istihdamını azaltıcı olabilmektedir.

Bu çalışma, görünürde çelişkili sonuçları doğrudan ihracata maruz kalan sektördeki kadın istihdam payıyla açıklamaya çalışmaktadır. Temel önerme şöyledir:

• Kadınların ihracat sektöründeki mevcut istihdam payı yüksekse ticaret şokunun kadınlara özgü etkisi ücretlerde daha görünür olabilir.
• Kadınların mevcut payı düşükse ücret kanalının hücre ortalamalarında görünmesi zorlaşabilir.
• Aynı koşullarda kadınlar işsiz veya kayıtlı iş dışında kalan havuzda mevcut istihdam stokuna göre daha yüksek temsil ediliyorsa yeni işe alım kanalı daha görünür hâle gelebilir.

Araştırmanın temel sorusu bu nedenle yalnızca “İhracat kadın-erkek ücret farkını değiştirdi mi?” değildir. İkinci ve daha özgün soru şudur: “İhracat talebi, işinden ayrılan kadınların özel sektördeki kayıtlı ücretli istihdama dönüş süresini erkeklere kıyasla değiştirdi mi?”

Ücret kanalı ve işe dönüş kanalı

Çalışma bir ihracat artışının işletmelerdeki dolu bir iş pozisyonunun ekonomik değerini artırdığını varsaymaktadır. Bu ek değer iki farklı yoldan çalışanlara yansıyabilir.

Ücret kanalı

İşletmeler daha yüksek dış talep karşısında daha fazla üretmek ve işçileri elde tutmak isteyebilir. İş gücü piyasası sıkılaştıkça çalışanların alternatif iş bulma olasılığı yükselir ve pazarlık konumu güçlenir. Kadınların mevcut çalışanlar içinde yeterince yüksek paya sahip olduğu sektörlerde bu süreç kadın-erkek ücret farkını görünür biçimde daraltabilir.

İşe alım ve süre kanalı

İşletmeler ek ekonomik değeri mevcut ücretleri artırmak yerine yeni boş pozisyonlar açmaya ayırabilir. İş bulma hızı yükseldiğinde istihdam dışında kalınan dönemler kısalır. Kadınların mevcut çalışanlar içindeki payı düşük, buna karşılık işinden ayrılanlar veya iş arayanlar içindeki payı daha yüksekse yeni işe alınanların cinsiyet bileşimi mevcut çalışan stokundan farklı olabilir.

Bu ikinci mekanizma, ücretlerde belirgin bir değişim görülmese bile kadınların kayıtlı işe dönüş süresinin erkeklere göre daha fazla kısalabileceği iddiasını doğurmaktadır.

İki sektörlü arama ve eşleştirme modeli

Teorik çerçeve, Mortensen-Pissarides türü iki sektörlü bir arama ve eşleştirme modelidir. Ekonomide:

• G, ticarete konu olan mal sektörünü;
• S, ticarete konu olmayan hizmet sektörünü;
• m, erkek çalışanları;
• f, kadın çalışanları göstermektedir.

Her sektörde işsiz çalışanlar ile açık pozisyonları bir araya getiren eşleştirme fonksiyonu şöyledir:

\[ M_j(u_j,v_j) \]

• u_j, j sektöründeki iş arayanların sayısıdır.
• v_j, j sektöründeki açık pozisyonların sayısıdır.
• M_j, belirli bir zaman biriminde oluşan yeni iş eşleşmeleridir.

İş gücü piyasası sıkılığı şu oranla tanımlanır:

\[ \theta_j = \frac{v_j}{u_j} \]

θ yükseldiğinde iş arayan başına daha fazla açık pozisyon vardır. Bu, gündelik anlamıyla çalışanların iş bulmasının kolaylaştığı ve işletmelerin çalışan bulmasının zorlaştığı bir piyasayı ifade eder.

Açık pozisyonun dolma hızı ve iş arayanın iş bulma hızı şöyledir:

\[ q(\theta_j)=\frac{M_j(u_j,v_j)}{v_j} \]

\[ p(\theta_j)=\frac{M_j(u_j,v_j)}{u_j}=\theta_j q(\theta_j) \]

Modelde θ arttığında açık pozisyon başına çalışan bulma hızı q azalırken işsiz kişi başına iş bulma hızı p artar.

Çalışanların varlık değeri denklemleri

j sektöründe işsiz olan g cinsiyetindeki çalışanın değeri:

\[ rU_g^j=b_g+p(\theta_j)(W_g^j-U_g^j) \]

• r, dönemsel iskonto oranıdır.
• U_g^j, işsiz ve j sektöründe arama yapan çalışanın bugünkü değeridir.
• b_g, işsizliğin veya piyasa dışı seçeneğin dönemsel değeridir.
• W_g^j, istihdamdaki çalışanın değeridir.
• p(θ_j), iş bulma hızıdır.

İstihdamdaki çalışanın değer denklemi:

\[ rW_g^j=w_g^j+\delta(U_g^j-W_g^j) \]

• w_g^j, dönemsel ücrettir.
• δ, işin dışsal olarak sona erme hızıdır.

Çalışma, kadınların piyasa dışındaki seçeneğini erkeklerden daha güçlü kabul etmek yerine:

\[ b_f \leq b_m \]

varsayımını kullanmaktadır. Bu, kadınların işsizlikten gelen pazarlık seçeneğinin erkeklerden daha güçlü olmadığını temsil etmek üzere modele yerleştirilmiştir.

İşletmelerin değer denklemi

j sektöründe g cinsiyetinden bir çalışanla dolu pozisyonun işletmeye değeri:

\[ rJ_g^j=y_j-w_g^j+\delta(V_j-J_g^j) \]

• J_g^j, dolu iş pozisyonunun işletmeye değeridir.
• y_j, pozisyonun dönemlik üretim değeridir.
• V_j, açık pozisyonun değeridir.

Serbest giriş varsayımı altında açık pozisyonların değeri sıfıra iner ve çalışma iş yaratma koşulunu şöyle vermektedir:

\[ c=q(\theta_j)J_g^j(w_g^j) \]

c, bir açık pozisyonu dönem boyunca sürdürmenin maliyetidir.

Nash ücret pazarlığı

Çalışanın pazarlık gücü β ile gösterilmektedir. Ücret denklemi:

\[ w_g^j=\beta(y_j+c\theta_j)+(1-\beta)rU_g^j \]

Çalışmada bunun kapalı biçimi şu şekilde verilmektedir:

\[ w_g^j=\frac{\beta(y_j+c\theta_j)+(1-\beta)b_g}{1+\beta p(\theta_j)/(r+\delta)} \]

Modelin kadın-erkek ücret farkı:

\[ w_m^j-w_f^j=\frac{(1-\beta)(b_m-b_f)}{1+\beta p(\theta_j)/(r+\delta)} \]

Bu son denklemde iş bulma hızı p arttıkça payda büyür ve kadın-erkek ücret farkı küçülür. Çalışmanın ücret sıkışması öngörüsü bu ilişkiye dayanmaktadır.

Teorik modelde açıklama gerektiren noktalar

Modelin temel sezgisi anlaşılır olmakla birlikte, matematiksel sunumunda açıklığa kavuşturulması gereken noktalar vardır.

1. A.1, A.2 ve Nash pazarlık denklemi birlikte çözüldüğünde kapalı ücret formülünün payında iş bulma hızıyla ilişkili ek bir terim ortaya çıkması beklenmektedir. Çalışmada verilen A.6 denklemi bu ara cebirsel adımı göstermemektedir. Buna rağmen kadın-erkek ücret farkı formülü, ortak terimlerin fark alındığında yok olması nedeniyle temel işaret öngörüsünü koruyabilir.
2. İşletmelerin cinsiyetten bağımsız tek bir pozisyon açtığı belirtilirken serbest giriş koşulu her cinsiyet için ayrı ayrı yazılmıştır. Ücretler cinsiyete göre değişiyorsa işletmenin beklenen pozisyon değeri, karşılaşılabilecek cinsiyetlerin olasılıkları üzerinden ağırlıklandırılmalıdır.
3. Modelde iş bulma hızı p(θ) kadınlar ve erkekler için ortaktır. Bu durumda bireysel beklenen süre 1/p(θ) her iki cinsiyet için de aynıdır. İşe alınanların cinsiyet bileşimi, yeni işe alınan kadınların payını açıklayabilir; ancak tek başına kadınların bireysel iş bulma hızının erkeklerden daha fazla artmasını matematiksel olarak üretmez.

Çalışma, kadınların işe giriş avantajının:

\[ \frac{\phi_u^G-\phi}{\phi} \]

oranıyla arttığını öne sürmektedir.

• φ, ticarete açık mal sektöründe mevcut çalışanların kadın payıdır.
• φ_u^G, işinden ayrılan veya iş arayan havuzdaki kadın payıdır.

Bu oran, işe alınanların bileşimi açısından anlamlı bir “stok ile akış” farkını ifade eder. Ancak ortak iş bulma fonksiyonundan cinsiyete özgü süre tepkisine geçebilmek için kadınlara ve erkeklere özgü arama yoğunluğu, eşleşme hızı, sektör tercihi veya işletme kabul olasılığı gibi ek bir mekanizmanın açıkça modellenmesi gerekir.

Veri kaynağı: MLER idari çalışan paneli

Ana çalışan verisi, Arjantin Ulusal İstatistik ve Sayım Enstitüsünün sosyal güvenlik kayıtlarından oluşturduğu Muestra Longitudinal de Empleo Registrado panelidir.

Analiz 25-64 yaşındaki çalışanlarla sınırlandırılmıştır. Yaş heterojenliği için 25-34, 35-44 ve 45-64 grupları oluşturulmuştur.

“İstihdam dışında kalma” tam olarak ne anlama geliyor?

Bir çalışan hiçbir iş ilişkisinde pozitif aylık ücret göstermediği ardışık aylar boyunca özel sektördeki kayıtlı ücretli istihdam dışında kabul edilmiştir. Panelin başlangıcından önce başlamış veya panel bittikten sonra devam eden dönemler sansürlü kabul edilerek ana süre analizinden çıkarılmıştır.

Bu ölçütün önemli bir sınırı vardır: MLER yalnızca özel sektörde kayıtlı ücretli çalışmayı gözlemlemektedir. Dolayısıyla aşağıdaki durumların tümü veri içinde aynı görünür:

• Gerçek işsizlik,
• Kayıt dışı ücretli çalışma,
• Kendi hesabına çalışma,
• Kamu sektöründe çalışma,
• İş gücüne katılmama.

Bu nedenle sonuç ölçütüne “işsizlik süresi” demek fazla kesin olur. En doğru ifade, “özel sektörde kayıtlı ücretli istihdam dışında kalınan süre”dir.

İhracat verileri ve sektör eşleştirmesi

İhracat maruziyeti için INDEC’in 2002-2015 dönemindeki HS-8 düzeyinde ihracat mikro verileri kullanılmıştır. Veriler yıl, ay, sekiz basamaklı ürün ve varış ülkesi düzeyindedir. Ürünler önce HS-2’ye, ardından Arjantin’in CLANAE-1997 sektör sınıflandırmasındaki geniş “letra” gruplarına eşleştirilmiştir.

Ana analizde kullanılan ticarete açık mal sektörleri:

• A: Tarım, hayvancılık, avcılık ve ormancılık,
• B: Balıkçılık,
• C: Madencilik ve taş ocakçılığı,
• D: İmalat sanayisidir.

Alternatif maruziyet göstergesi için OPEX il ihracatı kullanılmıştır. OPEX yalnızca her ilin en büyük beş ila yedi ihracat kompleksini ayrı gösterdiği için çeşitlenmiş illerde “diğer” kategorisinin payı oldukça yüksek olabilmektedir. Bu nedenle ana ölçüt olarak değil, sağlamlık kontrolü olarak değerlendirilmiştir.

Enflasyon ve gerçek ücretlerin hesaplanması

Nominal aylık ücretler, dört farklı fiyat serisinin birleştirilmesiyle oluşturulan ulusal tüketici fiyat endeksiyle reel hâle getirilmiştir:

1. 1995 Ocak-2006 Aralık: INDEC IPC-GBA,
2. 2007 Ocak-2011 Nisan: CENDA,
3. 2011 Mayıs-2015 Ekim: IPC-Congreso,
4. 2015 Kasım-Aralık: FIEL.

Seriler geçiş aylarında seviyeleri eşitlenecek biçimde zincirlenmiş ve endeksin 2001 ortalaması 1 olarak normalleştirilmiştir. Alternatif sınamada CENDA yerine IPC-CITY kullanılmış ve kadın ile Bartik etkileşim sonucu değişmemiştir.

İhracat maruziyetinin Bartik formülü

İl, sektör ve yıl düzeyindeki ihracat maruziyeti şu şekilde kurulmuştur:

\[ Bartik_{pjt}=s_{pj}^{1996}\times \ln\left(\frac{X_{jt}^{nat}}{X_{j,2002}^{nat}}\right) \]

• p, ili;
• j, geniş sektörü;
• t, yılı;
• s_pj¹⁹⁹⁶, 1996’da ilgili sektörün ilin kayıtlı istihdamındaki payını;
• X_jt^nat, j sektörünün t yılındaki ulusal FOB ihracat değerini göstermektedir.

İhracat büyümesi 2002’ye göre logaritmik oran olarak ölçüldüğü için Bartik göstergesi 2002’de sıfırdır. Bir il 1996’da belirli bir ihracat sektöründe daha yoğun istihdama sahipse, o sektördeki ulusal ihracat artışından daha yüksek maruziyet alır.

2008’de illerin ortalama maruziyeti Santa Cruz’da 0,167 ile La Rioja’da 0,532 arasında değişmiştir. İller arası aralık 0,365’tir. İl-sektör-yıl hücrelerinde 90. ve 10. yüzdelikler arasındaki fark ise 0,661’dir.

Ücret regresyonu

Ana ücret denklemi:

\[ \ln w_{ipjrt}=\beta_1Bartik_{pjt}+\beta_2Female_i+\beta_3(Female_i\times Bartik_{pjt})+X_{it}^{\prime}\gamma+\alpha_{pt}+\alpha_{jt}+\alpha_{pj}+\alpha_r+\varepsilon_{ipjrt} \]

• w_ipjrt, aylık reel ücrettir.
• Female_i, kadın göstergesidir.
• X_it, yaş, yaşın karesi, işletme büyüklüğü ve işletmenin kuruluş dönemini içerir.
• α_pt, il-yıl sabit etkisidir.
• α_jt, sektör-yıl sabit etkisidir.
• α_pj, il-sektör sabit etkisidir.
• α_r, dört basamaklı faaliyet dalı sabit etkisidir.

İlgilenilen β₃ katsayısı pozitifte kadın-erkek ücret farkının maruziyetle daraldığını, negatifte genişlediğini, sıfıra yakın ve anlamsız olduğunda ücret kanalında belirgin cinsiyet farkı bulunmadığını gösterir.

İstihdam dışında kalma süresi regresyonu

Süre denklemi:

\[ \ln s_i=\delta_1Bartik_{p^\ell j^\ell t^\ell}+\delta_2Female_i+\delta_3(Female_i\times Bartik_{p^\ell j^\ell t^\ell})+Z_i^{\prime}\eta+\alpha_{p^\ell t^\ell}+\alpha_{j^\ell t^\ell}+\alpha_{p^\ell j^\ell}+\alpha_{r^\ell}+u_i \]

• s_i, kayıtlı özel sektör istihdamı dışında kalınan ay sayısıdır.
• p^ℓ, j^ℓ, t^ℓ, dönem başlamadan önceki son kayıtlı işin ili, sektörü ve yılıdır.
• Z_i, dönem başlangıcındaki yaş ile son işin işletme büyüklüğü ve kuruluş dönemini içerir.

Maruziyetin son çalışılan hücreye atanması, çalışanın iş aramaya hangi yerel ve sektörel ortamdan başladığını temsil etmektedir.

Tanımlama varsayımı

Nedensel yorum için temel varsayım, sabit etkiler ve çalışan kontrolleri dikkate alındıktan sonra Bartik maruziyetinin ücret veya süre üzerinde gözlenmeyen, kadınlara özgü başka şoklarla ilişkili olmamasıdır.

Sabit etkiler:

• Aynı ildeki ortak yıllık ekonomik şokları,
• Aynı sektörün ülke genelindeki yıllık eğilimlerini,
• İl-sektör hücresinin kalıcı özelliklerini,
• Dört basamaklı faaliyet dalları arasındaki yapısal farklılıkları ayırmayı amaçlamaktadır.

Bununla birlikte Bartik tasarımı kendiliğinden kusursuz bir doğal deney değildir. 1996 sektör paylarının daha sonra kadınlara özgü iş gücü piyasası tepkileriyle başka kanallardan ilişkili olması veya ulusal ihracat şoklarının sektörlere göre farklı toplumsal etkiler taşıması mümkündür. Sonuçların nedensel yorumu bu varsayımın geçerliliğine bağlıdır.

Sektörlerde kadın istihdamının yapısı

Bu dağılım, ana ihracat şokunun erkeklerin yoğun olduğu sektörlere geldiğini göstermektedir. Çalışmanın teorik karşılaştırmasının temelini bu yapı oluşturmaktadır.

Başlangıçtaki kadın-erkek farkları

Tercih edilen ücret modelinde kadın ana etkisi -0,203 log puandır. Log katsayı yüzdesel olarak dönüştürüldüğünde:

\[ 100\times(e^{-0.203}-1)\approx -18.4\% \]

Bu değer, modelin referans maruziyetinde ve diğer değişkenler kontrol edildiğinde kadınların aylık reel ücretinin erkeklerden yaklaşık yüzde 18,4 daha düşük olduğunu ifade eder. Çalışma bunu yaklaşık 20 log puanlık ücret farkı olarak sunmaktadır.

Süre denklemindeki kadın ana etkisi 0,217 log puandır:

\[ 100\times(e^{0.217}-1)\approx 24.2\% \]

Bu da referans maruziyetinde kadınların kayıtlı özel sektör dışında kalma süresinin erkeklerden yaklaşık yüzde 24 daha uzun olduğunu göstermektedir.

Ana ücret sonucu: İhracat ücret farkını genel olarak değiştirmiyor

Tercih edilen doygun modelde:

Kadın ile Bartik etkileşimi dokuz farklı model katmanında -0,077 ile +0,026 arasında değişmiş ve hiçbirinde istatistiksel olarak anlamlı olmamıştır. İki aşamalı Mincer-WLS yaklaşımında da katsayı -0,145, standart hata 0,127’dir ve anlamsızdır.

Bu sonuç, ihracatın ücretler üzerinde hiçbir etkisi olmadığını göstermez. Sonuç yalnızca, maruziyetin kadınların ücretini erkeklerin ücretine göre sistematik biçimde farklılaştırdığına ilişkin güçlü hücre düzeyi kanıt bulunmadığını göstermektedir.

Ücrette sınırlı heterojenlik

Bazı dar alt gruplarda pozitif etkileşimler görülmektedir:

• 35-44 yaş grubunda ek kadın × Bartik etkileşimi +0,051 ve p = 0,030’dur.
• 2006-2010 döneminde kurulmuş işletmelerde ek etkileşim +0,239’dur.
• 2010 sonrasında kurulmuş işletmelerde ek etkileşim +0,270’tir.

Çalışma bu bulguları yeni işletmelerin daha esnek ücret sözleşmelerine veya daha düşük ayrımcılık düzeyine sahip olabilmesiyle ilişkilendirmektedir. Ancak bu sonuçlar dar alt örneklemlerde ortaya çıkmakta ve ana örneklemdeki genel sıfır sonucunu değiştirmemektedir.

Ana süre sonucu: Kadınların kayıtlı işe dönüş dönemi kısalıyor

Tercih edilen süre modelinde:

Kadın × Bartik katsayısı dokuz model basamağının tamamında -0,250 ile -0,326 arasında kalmış ve yüzde 1 düzeyinde anlamlı olmuştur. Sabit etkiler ve çalışan özellikleri eklendikçe sonucun yönü değişmemektedir.

Katsayının günlük yaşam açısından büyüklüğü

2008’de iller arası maruziyet farkı 0,365’tir:

\[ \Delta\ln(s)=-0.282\times0.365=-0.103 \]

Bu log değişimin yüzdesel karşılığı:

\[ 100\times(e^{-0.103}-1)\approx -9.8\% \]

12 aylık bir başlangıç süresinde bu yaklaşık 1,2-1,3 aylık kısalmaya karşılık gelmektedir.

İl-sektör-yıl hücrelerindeki 0,661’lik 90.-10. yüzdelik farkında:

\[ \Delta\ln(s)=-0.282\times0.661=-0.187 \]

Bu yaklaşık yüzde 17’lik veya 12 aylık bir başlangıçta 2,0-2,2 aylık kısalmadır.

Cox ve ayrık zamanlı süre modelleri

Tehlike oranının birden büyük olması sürenin kısalmasıyla tutarlıdır. Bununla birlikte bu oran, dönemin kesin olarak yüzde 21,7 kısaldığı anlamına gelmez; belirli bir anda kayıtlı işe dönüş hızının göreli farkını gösterir.

Yaş grupları

En güçlü süre etkisi 25-34 yaş grubundadır:

\[ \delta_{25-34}=-0.367 \]

35-44 yaş grubunda ek etkileşim +0,143 olduğundan toplam etki yaklaşık:

[ -0.367+0.143=-0.224 ]

45-64 yaş grubunda ek etkileşim +0,259’dur:

[ -0.367+0.259=-0.108 ]

Etki yaş ilerledikçe zayıflamaktadır. Çalışma bu deseni, doğurganlığın yoğunlaştığı yaşlarda kadınların işten ayrılanlar havuzundaki payının mevcut çalışan stokundaki payından daha yüksek olmasıyla ilişkilendiriyor.

Ancak çalışmada doğum, çocuk sayısı, bakım sorumluluğu veya doğum izni doğrudan gözlemlenmemektedir. “Doğurganlık penceresi” mekanizması yaş desenini açıklamak için sunulan bir yorumdur; veride doğrudan sınanan aile davranışı değildir.

Makroekonomik rejimlere göre sonuç

2002-2009 emtia genişlemesi döneminde kadın × Bartik katsayısı -0,200’dür. 2010-2015 sermaye kontrolleri dönemindeki ek üçlü etkileşim -0,219 olduğundan toplam katsayı yaklaşık:

[ -0.200-0.219=-0.419 ]

Çalışma, ithalat kısıtlamalarının ticarete açık yerli sektörlerde iş gücü talebini daha fazla sıkılaştırdığını ve kadınların yeniden emilimini güçlendirdiğini savunmaktadır. Bu mekanizma doğrudan ithalat girdileri veya işletme düzeyi boş pozisyon verileriyle sınanmamaktadır; katsayı desenine getirilen yapısal yorumdur.

Kadın çalışan stoku ile ayrılan kadınların payı

Ek Tablo D.4, kadınların mevcut çalışan stokundaki payı ile işten ayrılanlar içindeki payını karşılaştırmaktadır:

En büyük ve baskın sektör olan imalatta kadınların ayrılanlar içindeki payı, mevcut çalışanlardaki payından 4,3 yüzde puan daha yüksektir. İmalat içinde fark 25-34 ve 35-44 yaş gruplarında +0,059, 45-64 yaş grubunda +0,027’dir. Sermaye kontrolleri döneminde imalat farkı +0,055’ten +0,065’e çıkmaktadır.

Balıkçılık teorik öngörünün tersine negatif fark vermektedir. Çalışma, balıkçılığın mal sektörlerinden ayrılanların yüzde 2’sinden azını oluşturduğunu belirterek ana mekanizma yorumunda bu sektöre düşük ağırlık vermektedir.

İşe dönüşte hangi sektöre gidiliyor?

Maruziyet arttıkça tüm çalışanların yeniden işe girişinde hizmetlerin payı yükselmektedir:

Genel olarak maruziyet yükseldikçe çalışanların mal sektörüne dönüş oranı düşmekte, hizmetlere geçiş artmaktadır. Ancak kadınların erkeklere göre mal sektörüne geri dönme avantajı en yüksek maruziyet grubunda belirgin biçimde büyümektedir.

Doğrusal olasılık modelinde kadın × Bartik katsayısı:

• Mal sektörüne dönüş için +0,060 ve p < 0,05,
• Hizmetlere dönüş için -0,019 ve p = 0,10’dur.

Çalışma, kadınlara özgü hızlanmanın hizmetlere geçişten değil, genişleyen mal sektörüne yeniden alınmadan kaynaklandığı sonucuna varmaktadır.

Yeniden giriş tablosundaki iç tutarlılık sorunu

Ek Tablo G.2’nin notunda her dönemin ya mal sektöründe ya da hizmetlerde sona erdiği ve iki sonucun mekanik olarak birbirini tamamladığı belirtilmektedir. Aynı örneklem ve aynı regresyon kullanılıyorsa bir sonucun katsayısının diğerinin tam tersi olması beklenir.

Buna karşılık kadın × Bartik katsayıları +0,060 ve -0,019’dur; toplamları sıfır değildir. Her iki modelde de gözlem sayısı 159.563 olarak aynıdır. Bu fark, sonuç kategorilerinin tanımında, regresyon uygulamasında veya tablolaştırmada açıklanmayan bir ayrışma bulunduğunu düşündürmektedir. Yazar açıklaması olmadan iki katsayının nasıl aynı anda birbirini tamamlayan sonuçlardan geldiği kesinleştirilememektedir.

Şekil 1: Sektörlere göre ücret farkı

Şekil 1, 1996-2015 döneminde geniş faaliyet grupları için erkeklerin ortalama log reel ücreti ile kadınların ortalama log reel ücreti arasındaki farkı ayrı küçük grafiklerde göstermektedir. Dikey eksende pozitif değerler erkeklerin ortalama ücretinin daha yüksek olduğunu ifade eder.

• Tarımda ücret farkı dönem boyunca pozitif ve görece yataydır.
• Balıkçılıkta seri oldukça oynaktır; bazı yıllarda fark hızlı biçimde düşüp yeniden yükselmektedir.
• Madencilikte fark 2000’lerin başında negatif bölgeye inerken daha sonra yükselerek belirgin pozitif değere ulaşmaktadır.
• İmalatta pozitif ücret farkı daha durağan bir yapı göstermektedir.
• İnşaatta ve eğitimde fark negatif veya sıfıra yakın görünmektedir.
• Finans, sağlık, ticaret ve diğer hizmetlerin çoğunda erkeklerin ortalama ücreti daha yüksektir.

Grafikte 2002 ve 2010 yılları dikey kesikli çizgilerle rejim kırılmaları olarak işaretlenmiştir. Şekil sektörlerin ham ortalamalarını göstermekte, çalışan özellikleri ve sabit etkilerle düzeltilmiş nedensel katsayıları göstermemektedir.

Şekil 2: Yıllara göre kadınlara özgü süre tepkisi

Şekil 2’de 1996 referans yıl olarak sıfıra sabitlenmiş, kadın × hücre maruziyeti etkileşiminin yıllık katsayıları ve yüzde 95 güven aralıkları verilmiştir.

1997-2002 arasında katsayılar giderek negatifleşmekte ve 2002’de yaklaşık -0,55’e inmektedir. 2003’te sıfıra yaklaşan seri, sonraki yıllarda yeniden negatifleşmekte; 2012 civarında yaklaşık -0,55 ile en düşük noktalardan birine ulaşmaktadır.

Çalışma, 2002 öncesindeki dönemin sabit kur rejiminin çöküşünü, 2002 sonrasının ise rekabetçi reel kur ve emtia genişlemesini temsil ettiğini belirterek bu dönemlerin yapısal olarak karşılaştırılabilir olmadığını savunmaktadır.

Bu nedenle şekil klasik bir olay çalışmasındaki “paralel ön eğilim” sınaması olarak kullanılamaz. 2002 öncesindeki belirgin negatif eğilim, tedavi öncesinde sıfıra yakın ve yatay katsayılar bulunmadığını göstermektedir. Çalışma da ana tanımlamanın 2002 öncesi-sonrası karşılaştırmasından değil, 2002 sonrası hücreler arası maruziyet farklarından geldiğini açıkça belirtmektedir.

Sağlamlık kontrolleri

Alternatif maruziyet göstergesi

OPEX ihracat payıyla süre etkileşimi -0,213, standart hata 0,111 ve p = 0,061’dir. Yön ana sonuçla aynıdır; ancak yüzde 5 anlamlılık eşiğini karşılamamaktadır.

Süreyi ay olarak kullanma

Log süre yerine doğrudan ay sayısı kullanıldığında kadın × Bartik katsayısı -2,636 aydır. Çalışma bunu yaklaşık 12 aylık tabanda 1,5 aylık fiilî kısalma olarak yorumlamaktadır.

Uzun dönem hassasiyeti

Üst uçtaki uzun dönemler çıkarıldığında sonuç negatif ve anlamlı kalmaktadır. Dolayısıyla bulgu birkaç aşırı uzun dönemin ürünü değildir.

Buna karşılık yalnızca en az altı ay süren dönemler kullanıldığında katsayı -0,008’e düşmekte ve anlamsızlaşmaktadır. Bu sonuç, etkinin ağırlıklı olarak altı aydan kısa veya kısa süreli dönüşlerde yoğunlaştığını düşündürmektedir.

Ek F.2 notunda etkinin “6-18 ay” aralığında yoğunlaştığı yazılmıştır. Ancak altı ay ve üzerindeki dönemlere kısıtlama katsayıyı neredeyse sıfıra indirmektedir. İki ifade aynı anda doğru görünmemektedir ve süre dağılımındaki gerçek yoğunlaşmanın açıklanması gerekmektedir.

İşten ayrılmaya seçilim

İhracat maruziyetinin farklı özelliklere sahip kadınları seçerek işten çıkarmış olabileceği sınanmıştır:

İki sonuç da anlamsızdır. Bu, gözlenen ücret ve kıdem bakımından farklı kadınların seçilerek işten ayrılmasının ana sonucu açıklamadığını desteklemektedir. Gözlenmeyen özelliklere göre seçilim ise tamamen dışlanamamaktadır.

Komşu illerin etkisi

Komşu illerin ortalama Bartik maruziyeti modele eklendiğinde ana süre katsayısı -0,283 olarak korunmaktadır. Uluslararası sınırı bulunan 13 il çıkarıldığında katsayı -0,363’e yükselmektedir. Bu sonuç, sınır ötesi veya komşu il etkilerinin ana bulguyu üretmediği yönünde destek sunmaktadır.

Shift-share tanılamaları

• 56 sektör-yıl şoku için Rotemberg ağırlık Herfindahl endeksi yaklaşık 0,039’dur.
• En etkili beş şok, ücret denklemindeki tanımlayıcı varyasyonun yaklaşık %42’sini, süre denklemindekinin %38’ini taşımaktadır.
• En etkili şoklar tek tek çıkarıldığında ücret katsayısı 0,021-0,031; süre katsayısı -0,298 ile -0,273 arasında kalmaktadır.
• Şok düzeyinde ve iki yönlü kümelenmiş standart hatalarda süre katsayısı p = 0,005 düzeyinde anlamlıdır.
• Yabanıl küme bootstrap p değeri ücret için 0,324, süre için 0,006’dır.

Hizmet sektörü plasebosu

Hizmet ihracatı maruziyeti kullanıldığında kadın × hizmet maruziyeti ücret katsayısı -0,086, standart hata 0,023 ve p < 0,001’dir. Bu katsayı mal sektöründeki +0,026’lık anlamsız sonuçtan farklıdır.

Çalışma bunu, kadın istihdam payı yüksek olan hizmet sektörlerinde ticaret etkisinin ücret kanalında daha görünür olmasıyla ilişkilendirmektedir. Ancak katsayının negatif olması, çalışmanın ücret denklemindeki işaret tanımına göre kadın-erkek ücret farkının daralmasından çok genişlemesine karşılık gelebilir. Plasebo sonucunun yapısal anlatıyla nasıl uyumlu olduğu işaret yönü üzerinden daha açık açıklanmalıdır.

Hücre düzeyi ve çalışan içi sonuçların farkı

Çalışan sabit etkili ücret modelinde kadın × Bartik katsayısı -0,024 ve p = 0,014’tür. Bu, aynı çalışan farklı iş ilişkileri boyunca izlendiğinde küçük fakat negatif bir ücret tepkisi bulunduğunu göstermektedir. Ana hücre düzeyi ücret katsayısı ise pozitif ve anlamsızdır.

Çalışan sabit etkili süre modelinde katsayı -0,007 ve standart hata 0,045’tir. Yüzde 95 güven aralığı ana -0,282 katsayısını kapsamamaktadır.

Bu ayrım sonucun yorumunu önemli ölçüde sınırlar. Ana bulgu, aynı kadının farklı maruziyet ortamlarında kendi süresini kısalttığını göstermemektedir. Bulguyu taşıyan şey, maruziyeti yüksek hücrelerde işe dönen kadın nüfusunun ortalama süresinin daha kısa olmasıdır. Dolayısıyla sonuç bireysel davranıştan çok yerel iş gücü piyasası bileşimi ve yeni işe alınanların seçimiyle ilgilidir.

Raporlamadaki iç tutarlılık sorunları

Örneklem aşamalarındaki sayı

Tablo 1, kısıtlamaların her satırda bir önceki satıra eklendiğini belirtmektedir. Ancak 2002-2015 kısıtlamasından sonra 6.079.296 çalışan-ay bulunurken “ücret analizi örneklemi” 6.300.175 gözleme yükselmektedir. Ardışık kısıtlamalarla gözlem sayısının artması mümkün değildir. Tablo notundaki “bir önceki satırdan altı kat düşüş” ifadesi de verilen sayılarla uyuşmamaktadır.

Süreler ve işe alım hızına ilişkin ifade

Tablo 4’te ortalama süre erkeklerde 11,6 aydan 7,3 aya, kadınlarda 12,8 aydan 7,6 aya düşmektedir. Buna rağmen tablo notu bu düşüşü “genel işe alım yavaşlarken” ifadesiyle açıklamaktadır. Diğer koşullar aynıyken daha kısa dönemler kayıtlı işe dönüşün yavaşlamasına değil hızlanmasına işaret eder. Buradaki ifade veya mekanizma açıklaması düzeltilmelidir.

İki aşamalı ücret modelinde referans rejim

Tablo 10 notu hem 2010-2015 sermaye kontrolleri döneminin referans kategori olduğunu hem de Bartik ana katsayısının 2002-2009 emtia dönemi etkisi olduğunu söylemektedir. Standart bir Bartik × sermaye kontrolleri etkileşiminde ana Bartik katsayısının 2002-2009 dönemini göstermesi için referans kategorinin emtia dönemi olması gerekir. İki ifade birbiriyle çelişmektedir.

Çalışmanın güçlü yönleri

• Yirmi yıllık aylık idari çalışan paneli kullanması,
• Ücretlerin ötesinde işe dönüş süresini incelemesi,
• İhracat maruziyetini önceden belirlenmiş sektör paylarıyla kurması,
• Çok katmanlı sabit etkiler kullanması,
• Ücret ve süre modellerini aynı model merdiveniyle karşılaştırması,
• Cox ve ayrık zamanlı süre modelleriyle ana sonucu sınaması,
• Alternatif maruziyet, enflasyon, coğrafya ve örneklem tanımları kullanması,
• İşten ayrılma öncesindeki ücret ve kıdeme göre seçilimi test etmesi,
• Komşu il maruziyetini ve sınır illerini değerlendirmesi,
• Yeniden işe girişin hangi sektörlerde gerçekleştiğini incelemesi,
• Shift-share tasarımına özgü şok düzeyi çıkarım ve etki ağırlığı kontrolleri sunmasıdır.

Çalışmanın temel sınırlılıkları

• Sonuç yalnızca özel sektörde kayıtlı ücretli istihdamı ölçmektedir.
• İşsizlik, kayıt dışı çalışma, kendi hesabına çalışma ve kamu işi birbirinden ayrılamamaktadır.
• İşletme kimliği bulunmadığı için işletme içi ücret değişimi incelenememektedir.
• Yeni işe alınanlarla mevcut çalışanların ücretleri ayrılamamaktadır.
• Maruziyet il-sektör hücresinde ölçülmekte, bireysel ihracat işletmesi maruziyeti gözlenmemektedir.
• 1996 sektör paylarının tamamen dışsal olduğu varsayımı doğrudan kanıtlanamamaktadır.
• 2002 öncesi olay çalışması katsayıları yatay değildir ve dönemler yapısal olarak karşılaştırılamamaktadır.
• Ana hücre düzeyi süre sonucu çalışan içi modelde tekrarlanmamaktadır.
• Teorik modelin cinsiyete özgü süre sonucunu üreten matematiksel mekanizması eksik tanımlanmıştır.
• Yeniden işe giriş sonuçlarında birbirini tamamlaması gereken iki denklem tam simetri göstermemektedir.
• Örneklem sayıları ve bazı tablo notlarında iç tutarsızlıklar vardır.
• Etki altı aydan kısa dönemlerde yoğunlaşıyor görünmesine rağmen metindeki süre aralığı açıklaması bununla uyuşmamaktadır.
• Çalışma tek ülke ve erkek ağırlıklı emtia sektörleri bağlamına dayanmaktadır.
• Çalışma hakem değerlendirmesinden geçmemiştir.

Çalışmanın söylediği

Çalışma, Arjantin’in erkeklerin yoğun olduğu tarım, madencilik, balıkçılık ve imalat sektörlerinde ihracat maruziyetinin kadın-erkek ücret farkını genel hücre düzeyinde anlamlı biçimde değiştirmediğini göstermektedir.

Aynı maruziyet, kadınların özel sektörde kayıtlı ücretli istihdam dışında kalma sürelerinin erkeklere göre daha fazla kısalmasıyla ilişkilidir. İlişki özellikle 25-34 yaş grubunda, 2010-2015 sermaye kontrolleri döneminde ve kısa süreli istihdam dışı dönemlerde güçlüdür.

Yüksek maruziyetli hücrelerde kadınların yeniden ticarete açık mal sektörlerine dönme oranı erkeklere kıyasla artmaktadır.

Çalışmanın söylemediği

Çalışma kadınların gerçek işsizlik sürelerinin kesin olarak kısaldığını göstermemektedir. Kayıt dışı iş, kamu işi ve kendi hesabına çalışma veride ayrılamamaktadır.

Çalışma ihracatın kadınların ücretlerini artırdığını göstermemektedir. Ana ücret etkileşimi istatistiksel olarak sıfırdan farklı değildir.

Çalışma her kadının ihracat artışı nedeniyle daha hızlı işe döndüğünü göstermemektedir. Aynı çalışanı kullanan süre modelinde etkileşim sıfıra yakındır.

Çalışma işverenlerin kadınları bilinçli biçimde tercih etmeye başladığını doğrudan göstermemektedir. Açık pozisyon, başvuru, görüşme veya işe alım kararı verisi bulunmamaktadır.

Çalışma sonuçlarının kadınların yoğun olduğu sanayi veya hizmet ekonomilerine aynı büyüklükte aktarılabileceğini göstermemektedir.

Geçmiş, bugün ve gelecek açısından önemi

Geçmişte ticaret ile toplumsal cinsiyet eşitsizliği ilişkisi büyük ölçüde ücret farkları üzerinden tartışılmıştır. Bu çalışma, ücretlerin sabit kaldığı durumlarda işe giriş hızı, kayıtlılık, iş kaybı süresi ve sektörler arası geçişlerin ayrı eşitsizlik kanalları oluşturabileceğini göstermektedir.

Bugün açısından en önemli katkı, “ücret farkı değişmedi” sonucunun “ticaret kadınları ve erkekleri aynı etkiledi” anlamına gelmeyebileceğini ortaya koymasıdır. Kadınların ücretinde göreli değişim görülmezken kayıtlı istihdama dönüş süresi değişebilir.

Politika açısından sonuç, ihracat genişlemesinin etkisini değerlendirirken yalnızca ortalama ücretlerin değil; işten ayrılma, kayıt dışılık, kamu-özel geçişi, yeniden işe alınma ve yeni işin niteliğinin de izlenmesi gerektiğine işaret etmektedir.

Gelecekteki araştırmaların işletme kimliklerini, açık pozisyonları, başvuruları, kayıt dışı çalışmayı ve kamu sektörüne geçişi birleştiren veriler kullanması gerekir. Kadınlara ve erkeklere özgü iş bulma hızlarını açık biçimde içeren bir arama-eşleştirme modeli de teorik mekanizmayı daha doğrudan sınayabilir.

Çalışmanın Yöntemi ve Bulguları

Teknik yöntem özeti

Ana bulgular

Sonucun maddi büyüklüğü

Sağlamlık sonuçlarının özeti

Kaynak ve Yöntem Notu

• Çalışmanın tam özgün adı: Beyond Wages: Trade and the Gender Gap in Job-Finding
• Yazar: Bárbara Boggiano
• Yazar sıralaması: Tek yazarlı çalışma
• Eş birinci yazar/eş katkı: Bulunmamaktadır.
• İletişim yazarı: Bárbara Boggiano
• Kurum: Universidad Alberto Hurtado, Department of Economics
• PDF tarihi: 8 Haziran 2026
• SSRN’ye yüklenme tarihi: 19 Haziran 2026
• DOI: 10.2139/ssrn.6967012
• DOI bağlantısı:https://doi.org/10.2139/ssrn.6967012
• Yayın platformu: SSRN
• Resmî çalışma bağlantısı:https://ssrn.com/abstract=6967012
• Hakemli dergi: Hakemli bir dergide yayımlanmış veya kabul edilmiş ayrı sürüm doğrulanamamıştır.
• Özgün yayınevi: Ayrı bir akademik veya ticari yayınevi bilgisi bulunmamaktadır.
• Hakemlik durumu: Bu çalışma bir preprinttir ve hakem değerlendirmesinden geçmemiştir.
• Kaynak türü: Preprint araştırma makalesi; idari panel veri analizi, shift-share ekonometrik tasarım ve teorik arama-eşleştirme modeli
• JEL sınıflandırması: F16, J16, J64, O54

Bu makale yüklenen 50 sayfalık PDF’nin ana metni, teorik modeli, denklemleri, tabloları, şekilleri ve çevrim içi ekleri incelenerek hazırlanmıştır. PDF dışında kalan bilimsel bulgular içeriğe eklenmemiş; dış kaynak kontrolü yalnızca yazar, kurum, DOI, yüklenme tarihi, yayın platformu ve hakemlik durumu gibi bibliyografik kimlik bilgileriyle sınırlandırılmıştır.

Çalışmanın temel sınırlılıkları; gerçek işsizlik ile kayıt dışı, kamu veya kendi hesabına çalışma durumlarını ayıramaması, işletme kimliği içermemesi, ana süre bulgusunun çalışan içi modelde görülmemesi, teorik modelin cinsiyete özgü süre mekanizmasını tam olarak üretmemesi ve bazı tablo, örneklem ve denklem açıklamalarındaki iç tutarsızlıklardır.

Bilimsel uyarı: Bu çalışma hakem değerlendirmesinden geçmemiş bir preprinttir. Sonuçlar özel sektörde kayıtlı ücretli istihdam dışındaki süreyi ölçmekte; gerçek işsizliği, toplam istihdamı veya kadınların iş gücü piyasasındaki genel refahını tek başına göstermemektedir. Bartik sonuçlarının nedensel yorumu, 1996 sektör payları ile ulusal ihracat şoklarının kadınlara özgü gözlenmeyen iş gücü piyasası etkilerinden bağımsız olduğu varsayımına bağlıdır.