Xalqaro savdoning ayollar va erkaklar o‘rtasidagi mehnat bozori tengsizligiga qanday ta’sir qilishi odatda ish haqi orqali o‘rganiladi. Eksport oshganda ayollarning nisbiy ish haqi ko‘tariladimi, ish haqi tafovuti qisqaradimi yoki ayollar bandligi kamayadimi? Bárbara Boggiano tomonidan Argentina bo‘yicha tayyorlangan ushbu tadqiqot ish haqining o‘zi yetarli ko‘rsatkich emasligini ta’kidlaydi. Tadqiqot ishini yo‘qotgan ayollar xususiy sektordagi rasmiy haq to‘lanadigan bandlikka qanchalik tez qayta olishini alohida moslashuv kanali sifatida o‘rganadi.

Tadqiqotning asosiy ma’lumot manbai Argentina ijtimoiy ta’minot qaydlaridan tuzilgan Muestra Longitudinal de Empleo Registrado nomli ma’muriy paneldir. Ma’lumotlar to‘plami 1996-2015 davrida 511.398 noyob xodimni, qariyb 1,45 million xodim-ish beruvchi munosabatini va oylik ish haqi qaydlarini kuzatadi. Asosiy ish haqi tahlilida qariyb 6,30 million xodim-oy kuzatuvi, bandlikdan tashqarida qolish tahlilida esa 159.563 davr boshlanishi qo‘llanadi.

Tadqiqot eksport ta’sirini o‘lchash uchun 1996-yildagi viloyat-tarmoq bandlik tuzilmasini 2002-yildan keyingi milliy eksport talabidagi o‘zgarishlar bilan birlashtiruvchi Bartik turidagi shift-share ko‘rsatkichidan foydalanadi. Ayollar va erkaklar o‘rtasidagi farq Argentinaning qishloq xo‘jaligi, baliqchilik, konchilik va ishlab chiqarish kabi eksportga ochiq tovar tarmoqlarida o‘rganiladi. Ushbu tarmoqlarda ayollarning rasmiy bandlikdagi ulushi atigi 8 foizdan 18 foizgacha o‘zgaradi.

Afzal ko‘rilgan ish haqi modelida ayol va eksport ta’siri o‘zaro ta’sir koeffitsienti 0,026 bo‘lib, statistik jihatdan noldan farq qilmaydi. Boshqacha aytganda, tadqiqot eksport ta’siri ushbu tarmoqlarda ayol-erkak ish haqi tafovutini umumiy holda qisqartirishi yoki kengaytirishi haqida ishonchli hujayra darajasidagi dalil topmaydi.

Bunga qarshi, xususiy sektordagi rasmiy haq to‘lanadigan bandlikdan tashqarida qolish davomiyligi tahlilida ayol va eksport ta’siri o‘zaro ta’siri -0,282 bo‘lib, kuchli darajada ahamiyatlidir. Viloyatlar o‘rtasidagi 2008-yilgi ta’sir farqiga qo‘llanganda bu koeffitsient yuqori ta’sirli joylarda ayollarning davrlari qariyb 9,8 foiz yoki taxminan 1,2-1,3 oy qisqaroq bo‘lishi bilan bog‘liq. Tadqiqotga ko‘ra, bu kattalik boshlang‘ich ayol-erkak davomiylik tafovutining qariyb 0,22 log punktlik qismining taxminan yarmini yopadi.

Natija eng kuchli tarzda 25-34 yosh guruhida ko‘rinadi va 2010-2015 kapital nazoratlari davrida kattalashadi. Cox davomiylik modeli ham ayol va Bartik o‘zaro ta’siri uchun 1,217 xavf nisbatini beradi. Bu yuqori eksport ta’sirida ayollarning rasmiy xususiy sektor bandligiga qaytish tezligi erkaklarga nisbatan qariyb 21,7 foiz yuqori ekanini ko‘rsatadi.

Biroq “bandlikdan tashqarida qolish” o‘lchovi o‘z-o‘zidan haqiqiy ishsizlikni ko‘rsatmaydi. Ma’lumotlar faqat xususiy sektordagi rasmiy haq to‘lanadigan ishni kuzatgani uchun davlat sektoriga o‘tish, o‘z hisobiga ishlash, norasmiy ishlash va haqiqiy ishsizlik bir xil toifada ko‘rinadi. Shu sababli natijalar “ayollar tezroq ish topmoqda” tarzida umumlashtirilmasligi; “yuqori eksport ta’sirli hujayralarda ayollarning xususiy sektordagi rasmiy haq to‘lanadigan ishga kuzatilgan qaytish davomiyligi qisqaroq” tarzida o‘qilishi kerak.

Tadqiqotning asosiy muammosi

Savdo ayollar va erkaklar o‘rtasidagi tengsizlikni kamaytirishi haqidagi klassik qarash kuchaygan raqobat kamsituvchi ish beruvchi xatti-harakatini qimmatroq qilishini ilgari suradi. Eksport qiluvchi yoki tashqi raqobatga duch keluvchi korxonalar samarasiz kamsitish xarajatini ko‘proq his qilsa, ayollarning ish haqi erkaklarnikiga yaqinlashishi mumkin.

Biroq turli mamlakatlardagi empirik natijalar bir yo‘nalishda emas. Ayollar ko‘p ishlaydigan Meksika ishlab chiqarish tarmoqlarida savdo ayollarning nisbiy ish haqi bilan ijobiy bog‘langan tadqiqotlar bor, erkaklar ustun bo‘lgan qishloq xo‘jaligi, konchilik yoki birlamchi ishlab chiqarish tarmoqlarida esa ish haqi ta’sirlari nolga yaqin, salbiy yoki ayollar bandligini kamaytiruvchi bo‘lishi mumkin.

Ushbu tadqiqot ko‘rinishidan qarama-qarshi natijalarni to‘g‘ridan-to‘g‘ri eksportga duchor bo‘lgan tarmoqdagi ayollar bandligi ulushi bilan izohlashga harakat qiladi. Asosiy taklif quyidagicha:

• Agar ayollarning eksport tarmog‘idagi joriy bandlik ulushi yuqori bo‘lsa, savdo shokining ayollarga xos ta’siri ish haqida ko‘proq ko‘rinishi mumkin.
• Agar ayollarning joriy ulushi past bo‘lsa, ish haqi kanalining hujayra o‘rtachalarida ko‘rinishi qiyinlashishi mumkin.
• Xuddi shu sharoitda ayollar ishsiz yoki rasmiy ish tashqarisida qolganlar havzasida joriy bandlik zaxirasiga nisbatan yuqoriroq ulushga ega bo‘lsa, yangi yollash kanali yanada ko‘rinadigan bo‘lishi mumkin.

Shu sababli tadqiqotning asosiy savoli faqat “Eksport ayol-erkak ish haqi tafovutini o‘zgartirdimi?” emas. Ikkinchi va o‘ziga xosroq savol shunday: “Eksport talabi ishini tark etgan ayollarning xususiy sektordagi rasmiy haq to‘lanadigan bandlikka qaytish davomiyligini erkaklarga nisbatan o‘zgartirdimi?”

Ish haqi kanali va ishga qaytish kanali

Tadqiqot eksportning oshishi korxonalardagi band ish o‘rnining iqtisodiy qiymatini oshiradi deb faraz qiladi. Ushbu qo‘shimcha qiymat xodimlarga ikki xil yo‘l bilan o‘tishi mumkin.

Ish haqi kanali

Korxonalar yuqori tashqi talabga javoban ko‘proq ishlab chiqarishni va xodimlarni ushlab qolishni istashi mumkin. Mehnat bozori taranglashgan sari xodimlarning muqobil ish topish ehtimoli oshadi va muzokara mavqei kuchayadi. Joriy xodimlar orasida ayollarning ulushi yetarlicha yuqori bo‘lgan tarmoqlarda bu jarayon ayol-erkak ish haqi tafovutini ko‘rinadigan tarzda qisqartirishi mumkin.

Yollash va davomiylik kanali

Korxonalar qo‘shimcha iqtisodiy qiymatni mavjud ish haqlarini oshirish o‘rniga yangi bo‘sh ish o‘rinlari yaratishga sarflashi mumkin. Ish topish tezligi oshganda bandlikdan tashqarida qolish davrlari qisqaradi. Agar ayollarning mavjud xodimlar orasidagi ulushi past, biroq ishini tark etganlar yoki ish izlayotganlar orasidagi ulushi yuqoriroq bo‘lsa, yangi yollanganlarning gender tarkibi mavjud xodimlar zaxirasidan farq qilishi mumkin.

Ushbu ikkinchi mexanizm, ish haqida yaqqol o‘zgarish ko‘rinmasa ham, ayollarning rasmiy ishga qaytish davomiyligi erkaklarga nisbatan ko‘proq qisqarishi mumkin degan da’voni keltirib chiqaradi.

Ikki tarmoqli qidiruv va moslashtirish modeli

Nazariy asos Mortensen-Pissarides turidagi ikki tarmoqli qidiruv va moslashtirish modelidir. Iqtisodiyotda:

• G, savdo qilinadigan tovar tarmog‘ini;
• S, savdo qilinmaydigan xizmatlar tarmog‘ini;
• m, erkak xodimlarni;
• f, ayol xodimlarni bildiradi.

Har bir tarmoqda ishsiz xodimlar bilan bo‘sh ish o‘rinlarini birlashtiruvchi moslashtirish funksiyasi quyidagicha:

\[ M_j(u_j,v_j) \]

• u_j, j tarmog‘idagi ish izlovchilar sonidir.
• v_j, j tarmog‘idagi bo‘sh ish o‘rinlari sonidir.
• M_j, ma’lum vaqt birligida yuzaga keladigan yangi ish moslashuvlaridir.

Mehnat bozori tarangligi quyidagi nisbat bilan aniqlanadi:

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

θ oshganda har bir ish izlovchiga ko‘proq bo‘sh ish o‘rni to‘g‘ri keladi. Kundalik ma’noda bu xodimlar uchun ish topish osonlashgan va korxonalar uchun xodim topish qiyinlashgan bozorni anglatadi.

Bo‘sh ish o‘rnining to‘lish tezligi va ish izlovchining ish topish tezligi quyidagicha:

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

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

Modelda θ oshganda bo‘sh ish o‘rni boshiga xodim topish tezligi q kamayadi, ishsiz kishi boshiga ish topish tezligi p esa oshadi.

Xodimlarning aktiv qiymati tenglamalari

j tarmog‘ida ishsiz bo‘lgan g jinsidagi xodimning qiymati:

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

• r, davriy diskont stavkasidir.
• U_g^j, ishsiz va j tarmog‘ida qidiruv olib borayotgan xodimning joriy qiymatidir.
• b_g, ishsizlikning yoki bozor tashqarisidagi variantning davriy qiymatidir.
• W_g^j, band xodimning qiymatidir.
• p(θ_j), ish topish tezligidir.

Band xodimning qiymat tenglamasi:

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

• w_g^j, davriy ish haqidir.
• δ, ishning tashqi sabab bilan tugash tezligidir.

Tadqiqot ayollarning bozor tashqarisidagi variantini erkaklarnikidan kuchli deb qabul qilish o‘rniga:

\[ b_f \leq b_m \]

farazidan foydalanadi. Bu ayollarning ishsizlikdan keladigan muzokara variantlari erkaklarnikidan kuchli emasligini ifodalash uchun modelga kiritilgan.

Korxonalarning qiymat tenglamasi

j tarmog‘ida g jinsidagi xodim bilan band qilingan ish o‘rnining korxona uchun qiymati:

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

• J_g^j, band ish o‘rnining korxona uchun qiymatidir.
• y_j, ish o‘rnining davriy ishlab chiqarish qiymatidir.
• V_j, bo‘sh ish o‘rnining qiymatidir.

Erkin kirish farazi ostida bo‘sh ish o‘rinlarining qiymati nolga tushadi va tadqiqot ish yaratish shartini quyidagicha beradi:

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

c, bo‘sh ish o‘rnini davr davomida saqlab turish xarajatidir.

Nash ish haqi muzokarasi

Xodimning muzokara kuchi β bilan belgilanadi. Ish haqi tenglamasi:

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

Tadqiqotda uning yopiq ko‘rinishi quyidagicha berilgan:

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

Modeldagi ayol-erkak ish haqi tafovuti:

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

Ushbu so‘nggi tenglamada ish topish tezligi p oshgani sari maxraj kattalashadi va ayol-erkak ish haqi tafovuti qisqaradi. Tadqiqotning ish haqi siqilishi haqidagi bashorati shu munosabatga asoslanadi.

Nazariy modelda izoh talab qiladigan nuqtalar

Modelning asosiy intuitsiyasi tushunarli bo‘lsa-da, matematik taqdimotida aniqlashtirilishi kerak bo‘lgan jihatlar mavjud.

1. A.1, A.2 va Nash muzokara tenglamasi birgalikda yechilganda yopiq ish haqi formulasining suratida ish topish tezligi bilan bog‘liq qo‘shimcha had paydo bo‘lishi kutiladi. Tadqiqotda berilgan A.6 tenglama bu oraliq algebraik qadamni ko‘rsatmaydi. Shunga qaramay, ayol-erkak ish haqi tafovuti formulasi, umumiy hadlar ayirma olinganda yo‘qolishi sababli, asosiy ishora bashoratini saqlab qolishi mumkin.
2. Korxonalar jinsdan mustaqil bitta ish o‘rni ochishi aytilsa-da, erkin kirish sharti har bir jins uchun alohida yozilgan. Ish haqi jinsga qarab farq qilsa, korxonaning kutiladigan ish o‘rni qiymati uchrashishi mumkin bo‘lgan jinslarning ehtimollari bo‘yicha vaznlanishi kerak.
3. Modelda ish topish tezligi p(θ) ayollar va erkaklar uchun bir xil. Bu holda individual kutiladigan davomiylik 1/p(θ) har ikki jins uchun ham bir xil bo‘ladi. Yollanganlarning gender tarkibi yangi yollangan ayollar ulushini tushuntirishi mumkin; ammo o‘z-o‘zidan ayollarning individual ish topish tezligi erkaklarnikiga qaraganda ko‘proq oshishini matematik jihatdan hosil qilmaydi.

Tadqiqot ayollarning ishga kirish afzalligi:

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

nisbati bilan oshishini ilgari suradi.

• φ, savdoga ochiq tovar tarmog‘idagi joriy xodimlarning ayollar ulushidir.
• φ_u^G, ishini tark etgan yoki ish izlayotganlar havzasidagi ayollar ulushidir.

Bu nisbat yollanganlar tarkibi nuqtai nazaridan mazmunli “zaxira va oqim” farqini anglatadi. Ammo umumiy ish topish funksiyasidan jinsga xos davomiylik reaksiyasiga o‘tish uchun ayol va erkaklarga xos qidiruv intensivligi, moslashish tezligi, tarmoq tanlovi yoki korxonaning qabul qilish ehtimoli kabi qo‘shimcha mexanizm ochiq modellashtirilishi kerak.

Ma’lumot manbai: MLER ma’muriy xodimlar paneli

Asosiy xodim ma’lumotlari Argentina Milliy statistika va aholini ro‘yxatga olish institutining ijtimoiy ta’minot qaydlaridan tuzilgan Muestra Longitudinal de Empleo Registrado panelidir.

Tahlil 25-64 yoshdagi xodimlar bilan cheklangan. Yosh heterojenligi uchun 25-34, 35-44 va 45-64 guruhlari tuzilgan.

“Bandlikdan tashqarida qolish” aynan nimani anglatadi?

Xodim hech bir ish munosabatida musbat oylik ish haqi ko‘rsatmagan ketma-ket oylar davomida xususiy sektordagi rasmiy haq to‘lanadigan bandlikdan tashqarida deb hisoblangan. Panel boshlanishidan oldin boshlangan yoki panel tugaganidan keyin davom etgan davrlar senzurlangan deb qabul qilinib, asosiy davomiylik tahlilidan chiqarilgan.

Bu o‘lchovning muhim cheklovi bor: MLER faqat xususiy sektordagi rasmiy haq to‘lanadigan mehnatni kuzatadi. Shu sababli quyidagi holatlarning barchasi ma’lumotlarda bir xil ko‘rinadi:

• Haqiqiy ishsizlik,
• Norasmiy haq to‘lanadigan ish,
• O‘z hisobiga ishlash,
• Davlat sektorida ishlash,
• Mehnat kuchida qatnashmaslik.

Shuning uchun natija ko‘rsatkichini “ishsizlik davomiyligi” deb atash ortiqcha qat’iylik bo‘ladi. Eng to‘g‘ri ifoda “xususiy sektordagi rasmiy haq to‘lanadigan bandlikdan tashqarida qolish davomiyligi”dir.

Eksport ma’lumotlari va tarmoq moslashtirishi

Eksport ta’siri uchun INDECning 2002-2015 davridagi HS-8 darajasidagi eksport mikro ma’lumotlaridan foydalanilgan. Ma’lumotlar yil, oy, sakkiz xonali mahsulot va borish mamlakati darajasidadir. Mahsulotlar avval HS-2ga, so‘ng Argentinaning CLANAE-1997 tarmoq tasnifidagi keng “letra” guruhlariga moslashtirilgan.

Asosiy tahlilda ishlatilgan savdoga ochiq tovar tarmoqlari:

• A: Qishloq xo‘jaligi, chorvachilik, ovchilik va o‘rmon xo‘jaligi,
• B: Baliqchilik,
• C: Konchilik va karer qazish,
• D: Ishlab chiqarish sanoatidir.

Muqobil ta’sir ko‘rsatkichi uchun OPEX viloyat eksportidan foydalanilgan. OPEX har bir viloyatning faqat eng yirik besh-yetti eksport kompleksini alohida ko‘rsatgani sababli diversifikatsiyalashgan viloyatlarda “boshqa” toifasining ulushi ancha yuqori bo‘lishi mumkin. Shu sababli u asosiy o‘lchov emas, mustahkamlik tekshiruvi sifatida baholangan.

Inflyatsiya va real ish haqini hisoblash

Nominal oylik ish haqlari to‘rtta turli narx qatori birlashtirilishi orqali yaratilgan milliy iste’mol narxlari indeksi bilan real ko‘rinishga keltirilgan:

1. 1995 Yanvar-2006 Dekabr: INDEC IPC-GBA,
2. 2007 Yanvar-2011 Aprel: CENDA,
3. 2011 May-2015 Oktabr: IPC-Congreso,
4. 2015 Noyabr-Dekabr: FIEL.

Qatorlar o‘tish oylarida darajalar tenglashtiriladigan tarzda zanjirlangan va indeksning 2001-yil o‘rtachasi 1 qilib normallashtirilgan. Muqobil sinovda CENDA o‘rniga IPC-CITY ishlatilgan va ayol bilan Bartik o‘zaro ta’sir natijasi o‘zgarmagan.

Eksport ta’sirining Bartik formulasi

Viloyat, tarmoq va yil darajasidagi eksport ta’siri quyidagicha tuzilgan:

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

• p, viloyatni;
• j, keng tarmoqni;
• t, yilni;
• s_pj¹⁹⁹⁶, 1996-yilda tegishli tarmoqning viloyat rasmiy bandligidagi ulushini;
• X_jt^nat, j tarmog‘ining t yilidagi milliy FOB eksport qiymatini bildiradi.

Eksport o‘sishi 2002-yilga nisbatan logarifmik nisbat sifatida o‘lchangani sababli Bartik ko‘rsatkichi 2002-yilda nolga teng. Agar bir viloyat 1996-yilda muayyan eksport tarmog‘ida ko‘proq bandlikka ega bo‘lgan bo‘lsa, o‘sha tarmoqdagi milliy eksport o‘sishidan yuqoriroq ta’sir oladi.

2008-yilda viloyatlarning o‘rtacha ta’siri Santa Cruzda 0,167 dan La Riojada 0,532 gacha o‘zgargan. Viloyatlar oralig‘i 0,365. Viloyat-tarmoq-yil hujayralarida 90- va 10-persentillar orasidagi farq esa 0,661.

Ish haqi regressiyasi

Asosiy ish haqi tenglamasi:

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

• w_ipjrt, oylik real ish haqidir.
• Female_i, ayol indikatoridir.
• X_it, yosh, yoshning kvadrati, korxona hajmi va korxonaning tashkil topgan davrini o‘z ichiga oladi.
• α_pt, viloyat-yil qat’iy ta’siridir.
• α_jt, tarmoq-yil qat’iy ta’siridir.
• α_pj, viloyat-tarmoq qat’iy ta’siridir.
• α_r, to‘rt xonali faoliyat sohasi qat’iy ta’siridir.

Qiziqishdagi β₃ koeffitsient musbat bo‘lsa ayol-erkak ish haqi tafovuti ta’sir bilan qisqarishini, manfiy bo‘lsa kengayishini, nolga yaqin va ahamiyatsiz bo‘lsa ish haqi kanalida aniq gender farqi yo‘qligini ko‘rsatadi.

Bandlikdan tashqarida qolish davomiyligi regressiyasi

Davomiylik tenglamasi:

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

• s_i, rasmiy xususiy sektor bandligidan tashqarida qolingan oylar sonidir.
• p^ℓ, j^ℓ, t^ℓ, davr boshlanishidan oldingi so‘nggi rasmiy ishning viloyati, tarmog‘i va yilidir.
• Z_i, davr boshidagi yosh bilan oxirgi ishning korxona hajmi va tashkil topgan davrini o‘z ichiga oladi.

Ta’sirni oxirgi ishlangan hujayraga biriktirish xodimning ish qidirishni qaysi mahalliy va tarmoq muhitidan boshlaganini ifodalaydi.

Identifikatsiya farazi

Sababiy talqin uchun asosiy faraz shuki, qat’iy ta’sirlar va xodim nazoratlari hisobga olingandan keyin Bartik ta’siri ish haqi yoki davomiylikka ta’sir etuvchi kuzatilmagan, ayollarga xos boshqa shoklar bilan bog‘liq emas.

Qat’iy ta’sirlar:

• Bir viloyatdagi umumiy yillik iqtisodiy shoklarni,
• Bir tarmoqning mamlakat bo‘ylab yillik tendensiyalarini,
• Viloyat-tarmoq hujayrasining doimiy xususiyatlarini,
• To‘rt xonali faoliyat sohalari o‘rtasidagi tarkibiy farqlarni ajratishga qaratilgan.

Biroq Bartik dizayni o‘z-o‘zidan mukammal tabiiy tajriba emas. 1996-yil tarmoq ulushlarining keyinchalik ayollarga xos mehnat bozori reaksiyalari bilan boshqa kanallar orqali bog‘liq bo‘lishi yoki milliy eksport shoklarining tarmoqlar bo‘yicha turli ijtimoiy ta’sirlar olib kelishi mumkin. Natijalarning sababiy talqini ushbu farazning haqiqiyligiga bog‘liq.

Tarmoqlarda ayollar bandligi tuzilmasi

Bu taqsimot asosiy eksport shoki erkaklar ustun bo‘lgan tarmoqlarga kelganini ko‘rsatadi. Tadqiqotning nazariy taqqoslashiga ushbu tuzilma asos bo‘ladi.

Boshlang‘ich ayol-erkak farqlari

Afzal ko‘rilgan ish haqi modelida ayol asosiy ta’siri -0,203 log punktdir. Log koeffitsient foizga aylantirilganda:

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

Bu qiymat modelning referens ta’sirida va boshqa o‘zgaruvchilar nazorat qilinganda ayollarning oylik real ish haqi erkaklarnikidan taxminan 18,4 foiz past ekanini anglatadi. Tadqiqot buni qariyb 20 log punktlik ish haqi tafovuti sifatida beradi.

Davomiylik tenglamasidagi ayol asosiy ta’siri 0,217 log punktdir:

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

Bu ham referens ta’sirida ayollarning rasmiy xususiy sektor tashqarisida qolish davomiyligi erkaklarnikidan taxminan 24 foiz uzun ekanini ko‘rsatadi.

Asosiy ish haqi natijasi: Eksport ish haqi tafovutini umumiy holda o‘zgartirmaydi

Afzal ko‘rilgan to‘yingan modelda:

Ayol va Bartik o‘zaro ta’siri to‘qqiz xil model qatlamida -0,077 dan +0,026 gacha o‘zgarib, hech birida statistik ahamiyatli bo‘lmagan. Ikki bosqichli Mincer-WLS yondashuvida ham koeffitsient -0,145, standart xato 0,127 bo‘lib, ahamiyatsiz.

Bu natija eksport ish haqiga umuman ta’sir qilmaydi degani emas. Natija faqat ta’sir ayollarning ish haqini erkaklarnikiga nisbatan tizimli ravishda farqlashtirayotganiga kuchli hujayra darajasidagi dalil yo‘qligini ko‘rsatadi.

Ish haqida cheklangan geterogenlik

Ba’zi tor kichik guruhlarda musbat o‘zaro ta’sirlar ko‘rinadi:

• 35-44 yosh guruhida qo‘shimcha ayol × Bartik o‘zaro ta’siri +0,051 va p = 0,030.
• 2006-2010 davrida tashkil etilgan korxonalarda qo‘shimcha o‘zaro ta’sir +0,239.
• 2010-yildan keyin tashkil etilgan korxonalarda qo‘shimcha o‘zaro ta’sir +0,270.

Tadqiqot bu topilmalarni yangi korxonalarning yanada moslashuvchan ish haqi shartnomalari yoki pastroq kamsitish darajasiga ega bo‘lishi mumkinligi bilan bog‘laydi. Biroq bu natijalar tor kichik namunalar ichida paydo bo‘ladi va asosiy namunadagi umumiy nol natijani o‘zgartirmaydi.

Asosiy davomiylik natijasi: Ayollarning rasmiy ishga qaytish davri qisqaradi

Afzal ko‘rilgan davomiylik modelida:

Ayol × Bartik koeffitsienti to‘qqiz model bosqichining barchasida -0,250 dan -0,326 gacha qolgan va 1 foiz darajasida ahamiyatli bo‘lgan. Qat’iy ta’sirlar va xodim xususiyatlari qo‘shilganda natijaning yo‘nalishi o‘zgarmaydi.

Koeffitsientning kundalik hayotdagi kattaligi

2008-yilda viloyatlar o‘rtasidagi ta’sir farqi 0,365:

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

Bu log o‘zgarishning foizdagi ekvivalenti:

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

12 oylik boshlang‘ich davomiylikda bu taxminan 1,2-1,3 oy qisqarishga to‘g‘ri keladi.

Viloyat-tarmoq-yil hujayralaridagi 0,661lik 90. va 10. persentillar farqida:

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

Bu qariyb 17 foizlik yoki 12 oylik boshlang‘ichda 2,0-2,2 oy qisqarishdir.

Cox va diskret vaqtli davomiylik modellari

Xavf nisbatining birdan katta bo‘lishi davomiylikning qisqarishi bilan mos keladi. Biroq bu nisbat davr aniq 21,7 foiz qisqarganini anglatmaydi; ma’lum bir vaqtda rasmiy ishga qaytish tezligining nisbiy farqini ko‘rsatadi.

Yosh guruhlari

Eng kuchli davomiylik ta’siri 25-34 yosh guruhida:

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

35-44 yosh guruhida qo‘shimcha o‘zaro ta’sir +0,143 bo‘lgani uchun umumiy ta’sir taxminan:

[ -0.367+0.143=-0.224 ]

45-64 yosh guruhida qo‘shimcha o‘zaro ta’sir +0,259:

[ -0.367+0.259=-0.108 ]

Yosh oshgani sari ta’sir zaiflashadi. Tadqiqot bu naqshni tug‘ilish intensiv bo‘lgan yoshda ayollarning ishini tark etganlar havzasidagi ulushi mavjud xodimlar zaxirasidagi ulushidan yuqori bo‘lishi bilan bog‘laydi.

Biroq tadqiqotda tug‘ish, bolalar soni, parvarish mas’uliyati yoki tug‘ruq ta’tili bevosita kuzatilmagan. “Fertilitet oynasi” mexanizmi yosh naqshini tushuntirish uchun berilgan talqin bo‘lib, ma’lumotda bevosita sinovdan o‘tgan oilaviy xatti-harakat emas.

Makroiqtisodiy rejimlar bo‘yicha natija

2002-2009 tovarlar kengayishi davrida ayol × Bartik koeffitsienti -0,200. 2010-2015 kapital nazoratlari davridagi qo‘shimcha uchlik o‘zaro ta’sir -0,219 bo‘lgani uchun umumiy koeffitsient taxminan:

[ -0.200-0.219=-0.419 ]

Tadqiqot import cheklovlari savdoga ochiq mahalliy tarmoqlarda mehnat talabini yanada taranglashtirganini va ayollarning qayta singdirilishini kuchaytirganini ilgari suradi. Bu mexanizm bevosita import inputlari yoki korxona darajasidagi bo‘sh ish o‘rni ma’lumotlari bilan sinovdan o‘tmagan; u koeffitsient naqshiga berilgan tarkibiy talqindir.

Ayol xodimlar zaxirasi bilan ishni tark etgan ayollar ulushi

Qo‘shimcha Jadval D.4 ayollarning mavjud xodimlar zaxirasidagi ulushi bilan ishni tark etganlar ichidagi ulushini taqqoslaydi:

Eng katta va ustun tarmoq bo‘lgan ishlab chiqarishda ayollarning ishni tark etganlar orasidagi ulushi mavjud xodimlardagi ulushidan 4,3 foiz punkt yuqori. Ishlab chiqarish ichida farq 25-34 va 35-44 yosh guruhlarida +0,059, 45-64 yosh guruhida +0,027. Kapital nazoratlari davrida ishlab chiqarishdagi farq +0,055 dan +0,065 ga ko‘tariladi.

Baliqchilik nazariy bashoratga zid ravishda manfiy farq beradi. Tadqiqot baliqchilik tovar tarmoqlarini tark etganlarning 2 foizidan kamini tashkil qilishini aytib, asosiy mexanizm talqinida bu tarmoqqa past vazn beradi.

Ishga qaytishda qaysi tarmoqqa o‘tiladi?

Ta’sir oshgani sari barcha xodimlarning qayta ishga kirishida xizmatlar ulushi oshadi:

Umuman olganda, ta’sir oshgani sari xodimlarning tovar tarmog‘iga qaytish ulushi kamayadi, xizmatlarga o‘tish ortadi. Ammo ayollarning erkaklarga nisbatan tovar tarmog‘iga qaytish afzalligi eng yuqori ta’sir guruhida sezilarli ravishda kattalashadi.

Chiziqli ehtimollik modelida ayol × Bartik koeffitsienti:

• Tovar tarmog‘iga qaytish uchun +0,060 va p < 0,05,
• Xizmatlarga qaytish uchun -0,019 va p = 0,10.

Tadqiqot ayollarga xos tezlashuv xizmatlarga o‘tishdan emas, kengayayotgan tovar tarmog‘iga qayta yollanishdan kelib chiqadi degan xulosaga keladi.

Qayta kirish jadvalidagi ichki izchillik muammosi

Qo‘shimcha Jadval G.2 izohida har bir davr yoki tovar tarmog‘ida yoki xizmatlarda tugashi va ikki natija mexanik ravishda bir-birini to‘ldirishi aytiladi. Agar bir xil namuna va bir xil regressiya ishlatilsa, bir natijaning koeffitsienti boshqasining aynan teskarisi bo‘lishi kutiladi.

Bunga qaramay ayol × Bartik koeffitsientlari +0,060 va -0,019; yig‘indisi nol emas. Har ikki modelda ham kuzatuvlar soni bir xil: 159.563. Bu farq natija toifalari ta’rifi, regressiya qo‘llanilishi yoki jadvalga kiritishda izohlanmagan tafovut borligini ko‘rsatadi. Muallif izohisiz ikki koeffitsient bir vaqtning o‘zida bir-birini to‘ldiruvchi natijalardan qanday kelib chiqishi aniqlashtirilmaydi.

Shakl 1: Tarmoqlar bo‘yicha ish haqi tafovuti

Shakl 1 1996-2015 davrida keng faoliyat guruhlari uchun erkaklarning o‘rtacha log real ish haqi bilan ayollarning o‘rtacha log real ish haqi orasidagi farqni alohida kichik grafiklarda ko‘rsatadi. Vertikal o‘qda musbat qiymatlar erkaklarning o‘rtacha ish haqi yuqori ekanini bildiradi.

• Qishloq xo‘jaligida ish haqi tafovuti davr davomida musbat va nisbatan tekis.
• Baliqchilikda qator ancha o‘zgaruvchan; ayrim yillarda tafovut tez kamayib, keyin yana oshadi.
• Konchilikda tafovut 2000-yillarning boshida manfiy hududga tushib, keyin ko‘tarilib sezilarli musbat qiymatga yetadi.
• Ishlab chiqarishda musbat ish haqi tafovuti barqarorroq tuzilmani ko‘rsatadi.
• Qurilish va ta’limda tafovut manfiy yoki nolga yaqin ko‘rinadi.
• Moliya, sog‘liq, savdo va boshqa xizmatlarning ko‘pchiligida erkaklarning o‘rtacha ish haqi yuqori.

Grafikda 2002 va 2010 yillar rejim uzilishlari sifatida vertikal punktir chiziqlar bilan belgilangan. Shakl tarmoqlarning xom o‘rtachalarini ko‘rsatadi, xodim xususiyatlari va qat’iy ta’sirlar bilan tuzatilgan sababiy koeffitsientlarni emas.

Shakl 2: Yillar bo‘yicha ayollarga xos davomiylik reaksiyasi

Shakl 2da 1996 yil referens yil sifatida nolga mahkamlangan, ayol × hujayra ta’siri o‘zaro ta’sirining yillik koeffitsientlari va 95 foizlik ishonch oralig‘i berilgan.

1997-2002 oralig‘ida koeffitsientlar tobora manfiylashib, 2002-yilda taxminan -0,55 gacha tushadi. 2003-yilda nolga yaqinlashgan qator keyingi yillarda yana manfiylashadi; 2012 atrofida taxminan -0,55 bilan eng past nuqtalardan biriga yetadi.

Tadqiqot 2002-yilgacha bo‘lgan davr qat’iy valyuta kursi rejimining qulashini, 2002-yildan keyingi davr esa raqobatbardosh real kurs va tovarlar kengayishini ifodalashini aytib, bu davrlar tarkibiy jihatdan taqqoslanmaydi deb hisoblaydi.

Shu sababli shakl klassik voqea tadqiqotidagi “parallel oldingi trend” sinovi sifatida ishlatilmaydi. 2002-yilgacha bo‘lgan yaqqol manfiy trend davolashdan oldin koeffitsientlar nolga yaqin va tekis bo‘lmaganini ko‘rsatadi. Tadqiqot ham asosiy identifikatsiya 2002-yilgacha va keyingi davr taqqoslashidan emas, 2002-yildan keyingi hujayralararo ta’sir farqlaridan kelishini ochiq aytadi.

Mustahkamlik tekshiruvlari

Muqobil ta’sir ko‘rsatkichi

OPEX eksport ulushi bilan davomiylik o‘zaro ta’siri -0,213, standart xato 0,111 va p = 0,061. Yo‘nalish asosiy natija bilan bir xil; biroq 5 foizlik ahamiyat chegarasiga yetmaydi.

Davomiylikni oy sifatida ishlatish

Log davomiylik o‘rniga to‘g‘ridan-to‘g‘ri oy soni ishlatilganda ayol × Bartik koeffitsienti -2,636 oy. Tadqiqot buni taxminan 12 oylik bazada 1,5 oylik haqiqiy qisqarish sifatida talqin qiladi.

Uzoq davrlarga sezgirlik

Yuqori uchdagi uzun davrlar chiqarilganda natija manfiy va ahamiyatli bo‘lib qoladi. Demak, topilma bir necha haddan tashqari uzun davr mahsuli emas.

Bunga qarshi, faqat kamida olti oy davom etgan davrlar ishlatilganda koeffitsient -0,008 gacha tushib, ahamiyatsiz bo‘ladi. Bu ta’sir asosan olti oydan qisqa yoki qisqa muddatli qaytishlarda jamlanganini ko‘rsatadi.

Qo‘shimcha F.2 izohida ta’sir “6-18 oy” oralig‘ida jamlangani yozilgan. Biroq olti oy va undan uzun davrlarga cheklash koeffitsientni deyarli nolga tushiradi. Ikki ifoda bir vaqtda to‘g‘ri ko‘rinmaydi va davomiylik taqsimotidagi haqiqiy jamlanishni tushuntirish talab qilinadi.

Ishdan chiqishga tanlanish

Eksport ta’siri turli xususiyatlarga ega ayollarni tanlab ishidan chiqarishi mumkinligi sinovdan o‘tkazilgan:

Har ikki natija ham ahamiyatsiz. Bu kuzatiladigan ish haqi va staj bo‘yicha turli ayollar tanlanib ishini tark etishi asosiy natijani tushuntirmasligini qo‘llab-quvvatlaydi. Kuzatilmaydigan xususiyatlarga ko‘ra tanlanish esa to‘liq inkor etilmaydi.

Qo‘shni viloyatlar ta’siri

Qo‘shni viloyatlarning o‘rtacha Bartik ta’siri modelga qo‘shilganda asosiy davomiylik koeffitsienti -0,283 bo‘lib qoladi. Xalqaro chegaraga ega 13 viloyat chiqarilganda koeffitsient -0,363 gacha oshadi. Bu natija chegaralararo yoki qo‘shni viloyat ta’sirlari asosiy topilmani yuzaga keltirmaganiga dalil beradi.

Shift-share diagnostikalari

• 56 tarmoq-yil shoki uchun Rotemberg vazn Herfindahl indeksi taxminan 0,039.
• Eng ta’sirli besh shok ish haqi tenglamasidagi identifikatsion variasiyaning taxminan %42, davomiylik tenglamasidagi %38 qismini olib boradi.
• Eng ta’sirli shoklar bittadan chiqarilganda ish haqi koeffitsienti 0,021-0,031; davomiylik koeffitsienti -0,298 dan -0,273 gacha qoladi.
• Shok darajasida va ikki tomonlama klasterlangan standart xatolarda davomiylik koeffitsienti p = 0,005 darajasida ahamiyatli.
• Wild cluster bootstrap p qiymati ish haqi uchun 0,324, davomiylik uchun 0,006.

Xizmatlar tarmog‘i placebosi

Xizmat eksporti ta’siri ishlatilganda ayol × xizmat ta’siri ish haqi koeffitsienti -0,086, standart xato 0,023 va p < 0,001. Bu koeffitsient tovar tarmog‘idagi +0,026lik ahamiyatsiz natijadan farq qiladi.

Tadqiqot buni ayollar bandligi ulushi yuqori bo‘lgan xizmat tarmoqlarida savdo ta’siri ish haqi kanalida ko‘proq ko‘rinishi bilan bog‘laydi. Biroq koeffitsient manfiy bo‘lgani sababli, tadqiqotning ish haqi tenglamasidagi ishora ta’rifiga ko‘ra, bu ayol-erkak ish haqi tafovutining qisqarishidan ko‘ra kengayishiga mos kelishi mumkin. Placebo natijaning tarkibiy hikoya bilan qanday mos kelishi ishora yo‘nalishi orqali aniqroq tushuntirilishi kerak.

Hujayra darajasi va xodim ichidagi natijalar farqi

Xodim qat’iy ta’sirli ish haqi modelida ayol × Bartik koeffitsienti -0,024 va p = 0,014. Bu bir xodim turli ish munosabatlari davomida kuzatilganda kichik, ammo manfiy ish haqi reaksiyasi borligini ko‘rsatadi. Asosiy hujayra darajasidagi ish haqi koeffitsienti esa musbat va ahamiyatsiz.

Xodim qat’iy ta’sirli davomiylik modelida koeffitsient -0,007 va standart xato 0,045. 95 foizlik ishonch oralig‘i asosiy -0,282 koeffitsientni qamramaydi.

Bu farq natijaning talqinini sezilarli cheklaydi. Asosiy topilma ayni ayol turli ta’sir muhitlarida o‘z davomiyligini qisqartirganini ko‘rsatmaydi. Natijani yuqori ta’sirli hujayralarda ishga qaytgan ayollar aholisining o‘rtacha davomiyligi qisqaroq bo‘lishi olib bormoqda. Shu sababli natija individual xatti-harakatdan ko‘ra mahalliy mehnat bozori tarkibi va yangi yollanganlarning tanlanishi bilan bog‘liq.

Hisobotdagi ichki izchillik muammolari

Namuna bosqichlaridagi son

Jadval 1 cheklovlar har bir qatorda oldingi qatorga qo‘shilishini aytadi. Biroq 2002-2015 cheklovidan so‘ng 6.079.296 xodim-oy bo‘lsa, “ish haqi tahlili namunasi” 6.300.175 kuzatuvga ko‘tariladi. Ketma-ket cheklovlar bilan kuzatuv sonining ortishi mumkin emas. Jadval izohidagi “oldingi qatordan olti baravar pasayish” iborasi ham berilgan sonlarga mos kelmaydi.

Davomiyliklar va ishga yollash tezligi haqidagi ibora

Jadval 4da o‘rtacha davomiylik erkaklarda 11,6 oydan 7,3 oyga, ayollarda 12,8 oydan 7,6 oyga tushadi. Shunga qaramay, jadval izohi bu pasayishni “umumiy yollash sekinlashar ekan” iborasi bilan izohlaydi. Boshqa shartlar bir xil bo‘lsa, qisqaroq davrlar rasmiy ishga qaytishning sekinlashishiga emas, tezlashishiga ishora qiladi. Bu yerdagi ibora yoki mexanizm izohi tuzatilishi kerak.

Ikki bosqichli ish haqi modelida referens rejim

Jadval 10 izohi ham 2010-2015 kapital nazoratlari davri referens toifa ekanini, ham Bartik asosiy koeffitsienti 2002-2009 tovarlar davri ta’sirini ko‘rsatishini aytadi. Standart Bartik × kapital nazoratlari o‘zaro ta’sirida asosiy Bartik koeffitsienti 2002-2009 davrini ko‘rsatishi uchun referens toifa tovarlar davri bo‘lishi kerak. Ikki ifoda bir-biriga zid.

Tadqiqotning kuchli jihatlari

• Yigirma yillik oylik ma’muriy xodimlar panelidan foydalanishi,
• Ish haqidan tashqari ishga qaytish davomiyligini o‘rganishi,
• Eksport ta’sirini oldindan belgilangan tarmoq ulushlari bilan qurishi,
• Ko‘p qatlamli qat’iy ta’sirlardan foydalanishi,
• Ish haqi va davomiylik modellarini bir xil model zinapoyasi bilan taqqoslashi,
• Cox va diskret vaqtli davomiylik modellari bilan asosiy natijani sinashi,
• Muqobil ta’sir, inflyatsiya, geografiya va namuna ta’riflaridan foydalanishi,
• Ishdan chiqishdan oldingi ish haqi va staj bo‘yicha tanlanishni sinashi,
• Qo‘shni viloyat ta’siri va chegara viloyatlarini baholashi,
• Qayta ishga kirish qaysi tarmoqlarda yuz berishini o‘rganishi,
• Shift-share dizayniga xos shok darajasidagi inferensiya va ta’sir vazni tekshiruvlarini taqdim etishidir.

Tadqiqotning asosiy cheklovlari

• Natija faqat xususiy sektordagi rasmiy haq to‘lanadigan bandlikni o‘lchaydi.
• Ishsizlik, norasmiy ish, o‘z hisobiga ishlash va davlat ishi bir-biridan ajratilmaydi.
• Korxona identifikatori yo‘qligi sababli korxona ichidagi ish haqi o‘zgarishi o‘rganilmaydi.
• Yangi yollanganlar bilan mavjud xodimlarning ish haqi ajratilmaydi.
• Ta’sir viloyat-tarmoq hujayrasida o‘lchanadi, individual eksportchi korxona ta’siri kuzatilmaydi.
• 1996-yil tarmoq ulushlarining to‘liq ekzogenligi farazi bevosita isbotlanmaydi.
• 2002-yilgacha bo‘lgan voqea tadqiqoti koeffitsientlari tekis emas va davrlar tarkibiy jihatdan taqqoslanmaydi.
• Asosiy hujayra darajasidagi davomiylik natijasi xodim ichidagi modelda takrorlanmaydi.
• Nazariy modelning jinsga xos davomiylik natijasini hosil qiluvchi matematik mexanizmi yetarli aniqlanmagan.
• Qayta ishga kirish natijalarida bir-birini to‘ldirishi kerak bo‘lgan ikki tenglama to‘liq simmetriya ko‘rsatmaydi.
• Namuna sonlari va ayrim jadval izohlarida ichki nomuvofiqliklar bor.
• Ta’sir olti oydan qisqa davrlarda jamlangandek ko‘rinsa-da, matndagi davomiylik oralig‘i izohi bunga mos kelmaydi.
• Tadqiqot bitta mamlakat va erkaklar ustun bo‘lgan xomashyo tarmoqlari kontekstiga asoslanadi.
• Tadqiqot peer reviewdan o‘tmagan.

Tadqiqot nimani aytadi?

Tadqiqot Argentinaning erkaklar ustun bo‘lgan qishloq xo‘jaligi, konchilik, baliqchilik va ishlab chiqarish tarmoqlarida eksport ta’siri ayol-erkak ish haqi tafovutini umumiy hujayra darajasida sezilarli o‘zgartirmaganini ko‘rsatadi.

Xuddi shu ta’sir ayollarning xususiy sektordagi rasmiy haq to‘lanadigan bandlikdan tashqarida qolish davomiyligi erkaklarga nisbatan ko‘proq qisqarishi bilan bog‘liq. Aloqa ayniqsa 25-34 yosh guruhida, 2010-2015 kapital nazoratlari davrida va qisqa muddatli bandlikdan tashqari davrlarda kuchli.

Yuqori ta’sirli hujayralarda ayollarning yana savdoga ochiq tovar tarmoqlariga qaytish ulushi erkaklarga nisbatan oshadi.

Tadqiqot nimani aytmaydi?

Tadqiqot ayollarning haqiqiy ishsizlik davomiyligi aniq qisqarganini ko‘rsatmaydi. Norasmiy ish, davlat ishi va o‘z hisobiga ishlash ma’lumotlarda ajratilmaydi.

Tadqiqot eksport ayollarning ish haqini oshirganini ko‘rsatmaydi. Asosiy ish haqi o‘zaro ta’siri statistik jihatdan noldan farq qilmaydi.

Tadqiqot har bir ayol eksport o‘sishi tufayli tezroq ishga qaytganini ko‘rsatmaydi. Bir xil xodimni ishlatadigan davomiylik modelida o‘zaro ta’sir nolga yaqin.

Tadqiqot ish beruvchilar ayollarni ongli ravishda afzal ko‘ra boshlaganini bevosita ko‘rsatmaydi. Bo‘sh ish o‘rni, ariza, suhbat yoki yollash qarori ma’lumotlari mavjud emas.

Tadqiqot natijalari ayollar ko‘p bo‘lgan sanoat yoki xizmat iqtisodiyotlariga xuddi shu kattalikda ko‘chirilishi mumkinligini ko‘rsatmaydi.

O‘tmish, bugun va kelajak nuqtai nazaridan ahamiyati

O‘tmishda savdo va gender tengsizligi munosabati asosan ish haqi tafovutlari orqali muhokama qilingan. Ushbu tadqiqot ish haqi o‘zgarmagan holatlarda ishga kirish tezligi, rasmiylik, ish yo‘qotish davomiyligi va tarmoqlararo o‘tishlar alohida tengsizlik kanallarini yaratishi mumkinligini ko‘rsatadi.

Bugun uchun eng muhim hissa “ish haqi tafovuti o‘zgarmadi” degan natija “savdo ayollar va erkaklarga bir xil ta’sir qildi” degani bo‘lmasligi mumkinligini ko‘rsatishidir. Ayollarning ish haqida nisbiy o‘zgarish kuzatilmasa ham, rasmiy bandlikka qaytish davomiyligi o‘zgarishi mumkin.

Siyosat nuqtai nazaridan natija eksport kengayishining ta’sirini baholashda faqat o‘rtacha ish haqini emas; ishni tark etish, norasmiylik, davlat-xususiy o‘tish, qayta yollanish va yangi ishning sifatini ham kuzatish kerakligini ko‘rsatadi.

Kelajak tadqiqotlari korxona identifikatorlari, bo‘sh ish o‘rinlari, arizalar, norasmiy ish va davlat sektoriga o‘tishni birlashtiruvchi ma’lumotlardan foydalanishi kerak. Ayol va erkaklarga xos ish topish tezliklarini aniq o‘z ichiga olgan qidiruv-moslashtirish modeli ham nazariy mexanizmni yanada bevosita sinashi mumkin.

Tadqiqot usuli va natijalari

Texnik usul xulosasi

Asosiy topilmalar

Natijaning amaliy kattaligi

Mustahkamlik natijalari xulosasi

Manba va usul izohi

• Tadqiqotning to‘liq asl nomi: Beyond Wages: Trade and the Gender Gap in Job-Finding
• Muallif: Bárbara Boggiano
• Muallif tartibi: Yakka mualliflikdagi tadqiqot
• Birgalikdagi birinchi muallif/teng hissa: Mavjud emas.
• Aloqa muallifi: Bárbara Boggiano
• Muassasa: Universidad Alberto Hurtado, Department of Economics
• PDF sanasi: 8 Iyun 2026
• SSRNga yuklangan sana: 19 Iyun 2026
• DOI: 10.2139/ssrn.6967012
• DOI havolasi:https://doi.org/10.2139/ssrn.6967012
• Nashr platformasi: SSRN
• Rasmiy tadqiqot havolasi:https://ssrn.com/abstract=6967012
• Peer-review jurnal: Peer-review jurnalda nashr etilgan yoki qabul qilingan alohida versiya tasdiqlanmagan.
• Asl nashriyot: Alohida akademik yoki tijoriy nashriyot ma’lumoti mavjud emas.
• Peer review holati: Ushbu tadqiqot preprint bo‘lib, peer reviewdan o‘tmagan.
• Manba turi: Preprint tadqiqot maqolasi; ma’muriy panel ma’lumotlari tahlili, shift-share ekonometrik dizayn va nazariy qidiruv-moslashtirish modeli
• JEL tasnifi: F16, J16, J64, O54

Ushbu maqola yuklangan 50 sahifali PDFning asosiy matni, nazariy modeli, tenglamalari, jadvallari, shakllari va onlayn ilovalari o‘rganilib tayyorlangan. PDFdan tashqaridagi ilmiy topilmalar mazmunga qo‘shilmagan; tashqi manba tekshiruvi faqat muallif, muassasa, DOI, yuklash sanasi, nashr platformasi va peer review holati kabi bibliografik identifikatsiya ma’lumotlari bilan cheklangan.

Tadqiqotning asosiy cheklovlari: haqiqiy ishsizlikni norasmiy ish, davlat sektori yoki o‘z hisobiga ishlashdan ajrata olmasligi, korxona identifikatorini o‘z ichiga olmasligi, asosiy davomiylik topilmasining xodim ichidagi modelda ko‘rinmasligi, nazariy modelning jinsga xos davomiylik mexanizmini to‘liq hosil qilmasligi hamda ayrim jadval, namuna va tenglama izohlaridagi ichki nomuvofiqliklardir.

Ilmiy ogohlantirish: Ushbu tadqiqot peer reviewdan o‘tmagan preprintdir. Natijalar xususiy sektordagi rasmiy haq to‘lanadigan bandlikdan tashqarida qolish davomiyligini o‘lchaydi; haqiqiy ishsizlik, umumiy bandlik yoki ayollarning mehnat bozoridagi umumiy farovonligini o‘z-o‘zidan ko‘rsatmaydi. Bartik natijalarining sababiy talqini 1996-yil tarmoq ulushlari va milliy eksport shoklari ayollarga xos kuzatilmagan mehnat bozori ta’sirlaridan mustaqil degan farazga bog‘liq.