Oppgrader til nyeste versjon av Internet eksplorer for best mulig visning av siden. Klikk her for for å skjule denne meldingen
Ikke pålogget
{{session.user.firstName}} {{session.user.lastName}}
Du har tilgang til Idunn gjennom , & {{sessionPartyGroup.name}}

Er politikk eller marked nøkkelen til likestilling i arbeidslivet?

Effekten av politiske rettigheter og markedsliberalisering på kvinners økonomiske rettigheter, 1981–2011
Masterstudent og forskningsassistent, Peace Research Institute Oslo (PRIO).

Født 1991. Bachelorgrad i statsvitenskap (NTNU 2015), bachelorgrad i samfunnsøkonomi (NTNU 2016).

Det er omstridt hvorvidt det er politikk eller markedsløsninger som er nøkkelen til likestilling i arbeidslivet. Neoliberalister forsvarer «laissez-faire», mens historisk-materialistiske og feministisk-økonomiske teoretikere fremmer offentlige tiltak for å myndiggjøre kvinner økonomisk. I denne studien undersøker jeg hvordan kvinners økonomiske rettigheter påvirkes av henholdsvis kvinners politiske rettigheter og markedsliberalisering. Basert på paneldata for 115 land i perioden 1981-2011, finner jeg at kvinners politiske rettigheter har en positiv effekt på kvinners økonomiske rettigheter. Når det imidlertid kontrolleres for enhetsheterogenitet, predikerer markedsliberalisering et lavere nivå av økonomiske rettigheter for kvinner. Slike funn indikerer at markedsliberalisering forverrer økonomisk likestilling, og underbygger anmodningen om politisk handling.

Nøkkelord: likestilling, kvinners økonomiske myndiggjøring, markedsliberalisering, arbeidsliv, neoliberalisme, feminisme

Whether politics or markets are the key to gender equality in the labor market is a source of contention. Neoliberals champion «laissez-faire», whereas historical materialist and feminist economic theorists highlight government measures for the enhancement of women’s economic empowerment. This study empirically investigates the effects of women’s political rights and market liberalization on women’s economic rights. Using panel data for 115 countries over the 1981-2011 period, I find that women’s political rights positively affect women’s economic rights. When controlling for country heterogeneity, however, market liberalization predicts lower levels of women’s economic rights. These findings suggest that market liberalization has a deteriorating effect on economic gender equality and support the call for government action.

Keywords: gender equality, women’s economic empowerment, market liberalization, labor market, neoliberalism, feminism

Likestilling og kvinners rettigheter har preget den globale agendaen i forbindelse med de nye bærekraftsmålene, og ikke minst det omstridte presidentskiftet i USA. De forente nasjoners (FN) fjerde verdenskonferanse om kvinner i 1995 erklærte med Beijing Declaration and Platform for Action kvinners økonomiske rettigheter som ett av tolv kritiske områder som må forbedres for å oppnå likestilling. Blant økonomiske rettigheter regnes kvinners tilgang til arbeid, likelønn og frihet fra diskriminering i arbeidsmarkedet. I forbindelse med tjueårsjubileet publiserte UN Women (2015b) en rapport om måloppnåelsen så langt, som fastslo følgende:

There remains significant regional variation in women’s labour force participation. Due to pervasive occupational segregation, women are overrepresented in low paid jobs, have less access to social protection, and are paid on average less than men for work of equal value (UN Women 2015b: 25).

I denne sammenheng er det nødvendig å undersøke graden av likestilling i arbeidslivet. Mer presist: Hvilken effekt har kvinners politiske rettigheter og markedsliberalisering på kvinners økonomiske rettigheter? Flere anser det å forbedre kvinners stilling både som et mål og et middel for internasjonal utvikling (Sen 1999; UN Women 2015a: 10; Verdensbanken 2011: 3-4, 46). Hvorvidt kjønnsdiskriminering fordrer politiske tiltak eller bør håndteres i det frie markedet, er fremdeles et omstridt spørsmål (Molyneux & Razavi 2002; Seguino & Grown 2006; Stilwell 2012).

Brorparten av studiene om kvinners økonomiske rettigheter fokuserer hovedsakelig på effekten av markedsliberalisering og spesielt globalisering. Det vesentlig nye bidraget til denne studien er at den tar for seg effekten av både politisk regulerte rettigheter og markedsliberalisering på likestilling i arbeidslivet. Globaliseringslitteraturen har undersøkt hvordan en rekke utviklingsmål påvirkes av globalisering, operasjonalisert som nivå av internasjonal handel og utenlandske direkteinvesteringer (FDI) (Blanton & Blanton 2015; Seguino & Grown 2006). Her måler jeg imidlertid ikke bare økonomisk globalisering, men markedsliberalisering som sådan.

For å undersøke effekten på kvinners økonomiske rettigheter, utfører jeg regresjonsanalyser av paneldata for 115 land for perioden 1981-2011. Jeg benytter indekser til hovedvariablene fra The CIRI Human Rights Dataset og Fraser Institute sin Economic Freedom of the World (EFW), samt kontrollvariabler fra Verdensbanken og Center for Systemic Peace (Marshall, Gurr & Jaggers 2014; Verdensbanken 2015). Oppsummert viser de empiriske funnene fra en rangert probit-regresjon at kvinners politiske rettigheter predikerer et høyere nivå av økonomiske rettigheter for kvinner, kontrollert for brutto nasjonalprodukt (BNP) per innbygger, demokrati, autokrati og en tilbakedatert avhengig variabel. Resultatet holder når robustheten testes med enhetsfaste effekter i en Newey-West-modell, men da blir imidlertid effekten av markedsliberalisering negativ, kontrollert for de samme variablene. Uregulerte markedsløsninger vil med andre ord ikke fremme likestilling i arbeidslivet, og politiske virkemidler fremtrer som et bedre alternativ.

Denne artikkelen er strukturert som følger: I neste del presenteres en teoretisk diskusjon om hvordan politikk og marked påvirker likestillingen i arbeidslivet, med hovedvekt på neoliberale, historisk-materialistiske og feministisk-økonomiske perspektiver. Den påfølgende delen introduserer det analytiske rammeverket, hvor det blir redegjort for variablenes operasjonalisering, samt estimeringsmetoden som benyttes. Deretter presenteres funnene, som så diskuteres og følges av en konklusjon.

Politikk og marked – teoretiske perspektiver

Litteraturen kan deles inn i to hovedperspektiver på sammenhengen mellom økonomisk utvikling og kvinners myndiggjøring etter oppfatningen av den kausale retningen (Duflo 2012: 1053). Det første fremholder at økonomisk utvikling i seg selv vil redusere kjønnsdiskriminering. Andre understreker at kjønnslikestilling vil sette fart på utviklingen, og at det er i den enden problemet må angripes (Sen 1999). Jeg vil først ta for meg neoliberal og historisk-materialistisk teori, som en henholdsvis deduktiv og induktiv tilnærmingsmåte hvor økonomiske strukturer og institusjoner betraktes som årsak. Der neoliberalismen omfavner «laissez-faire», hevder det sistnevnte perspektivet at politiske tiltak er nødvendig for å oppnå likestilling. Deretter vil jeg se på hvorvidt de motstridende konklusjonene får empirisk støtte i litteraturen. Feministisk økonomi, hvor likestilling fastslås som forutsetning, mål og middel i menneskelig utvikling, sverger til politiske løsninger.

Neoliberale perspektiver

Neoklassisk teori fremholder at kjønnsdiskriminering simpelthen ikke kan eksistere som følge av markedsliberalisering, fordi markedsaktører er rasjonelle og profittmaksimerende. Pristakere som diskriminerer på basis av andre kriterier enn produktivitet, vil tape i konkurransen med andre aktører (Bhagwati 2004: 75; Friedman [1962] 1982: 109). Kostnadsminimerende arbeidsgivere har naturligvis en preferanse for arbeidskraften med lavest marginalkostnad. Gjennom tilbud og etterspørsel i arbeidsmarkedet vil lønnsgapet mellom kvinner og menn forsvinne, gitt antakelsen om fullkommen konkurranse.

Helt siden Adam Smith (1723-1790) lanserte begrepet «den usynlige hånd,» har liberalister frontet fordelene ved «laissez-faire» i forhold til statlig intervensjon i markedet. Neoliberalister anser staten som «the key threat to liberty; that free enterprise is good in itself, not only for the growth it will bring; that markets are realms of freedom (…)» (Elson 2002: 82). Tittelen på Milton Friedmans ([1962] 1982) klassiker Capitalism and Freedom peker i samme retning:

Its major theme is the role of competitive capitalism – the organization of the bulk of economic activity through private enterprise operating in a free market – as a system of economic freedom (…) relying primarily on the market to organize economic activity (Friedman [1962] 1982: 4).

Økonomisk frihet er en del av et mer generelt frihetsbegrep og dermed et mål i seg selv (Friedman [1962] 1982: 8). Dette fremstilles som et universelt utsagn og må derfor også gjelde kvinners økonomiske frihet, selv om Friedman ([1962] 1982) aldri eksplisitt nevner kvinner som marginalisert gruppe. Det han kaller konkurransekapitalisme er basert på frivillig samarbeid mellom individer, hvor alle utførte transaksjoner er gjensidig fordelaktig for aktørene. «The great advantage of the market (…) is that it permits wide diversity. (…) It is this feature of the market that we refer to when we say that the market provides economic freedom» (Friedman [1962] 1982: 15).

Myndighetenes rolle i en markedsøkonomi begrenses til opprettholdelse av rettsstaten og stabile rammebetingelser, herunder respekt for eiendomsretten, samt korrigering for markedssvikt. Kostnadene ved markedssvikt må veies opp mot ulempene ved myndighetssvikt og neoliberalister anser generelt sett det sistnevnte som en større trussel: «Every act of government intervention limits the area of individual freedom directly» (Friedman [1962] 1982: 32). Offentlig intervensjon i form av en rettslig bestemt minstelønn eller regulering av næringsliv og finansmarkeder må unngås kategorisk. En slik logikk medfører at heller ikke anti-diskrimineringslovgivning kan forsvares. Friedman ([1962] 1982) anser diskriminering kun som et uttrykk for preferanser, og endring i atferd må derfor komme av at individet skifter preferanser, heller enn av lovgivning. Problemet løses imidlertid av at aktørene er rasjonelle og profittmaksimerende. En arbeidsgiver som har preferanser for andre særtrekk ved individet, for eksempel kjønn, vil tape i konkurranse med dem som kun legger produktivitet til grunn i ansettelser. Diskriminerende atferd er kun en refleksjon av kundenes preferanser, som arbeidsgiver har et incentiv til å omgå. Han hevder at diskriminerende atferd forekommer minst der det er høyest konkurransefrihet. «Den usynlige hånd» vil på sikt sørge for at diskriminering opphører.

Historisk materialisme

De politiske økonomene Iversen og Rosenbluth (2010) har et historisk-materialistisk perspektiv på kjønnslikestilling. Ved å integrere perspektiver fra humankapital- og spillteori, analyserer de forhandlinger i husholdningen i en gitt tidsepoke. Forhandlingsmakten mellom kvinne og mann bestemmes av den gjeldende produksjonsstrukturen, slik at graden av økonomisk likestilling er en funksjon av prosesser på mikro- og makronivå.

Forskjellige produksjonsmetoder verdsetter ulike trekk ved humankapitalen. Økonomiske systemer som fordrer langsiktighet og industri- eller bedriftsspesifikk kompetanse, til forskjell fra generelle ferdigheter, har typisk vært til menns fordel (Iversen & Rosenbluth 2010: vii-viii). Opplæring og erfaring øker arbeidskraftsproduktiviteten, mens avbrudd eller reduksjon i yrkesaktiviteten reduserer den. Bedrifter ønsker maksimal avkastning av investeringer i humankapital, som utgjør det økonomisk rasjonelle grunnlaget for kjønnsdiskriminering i arbeidsmarkedet: «All women are less likely to be hired or promoted in those kinds of jobs because on average, even in the twenty-first century, women are far more likely to slow down during the childbearing years» (Iversen & Rosenbluth 2010: vii). Samtlige kvinner, barnløse eller ei, utsettes for en «mammastraff» fordi de som gruppe er mindre produktive gjennom livsløpet. Ifølge det historisk-materialistiske perspektivet skyldes slik statistisk diskriminering rasjonelle investeringsbeslutninger, snarere enn mannssjåvinisme. Maktforholdet i husholdningen forklarer denne «omsorgsfellen.» Grunnet fysisk styrke har menns arbeidskraftsproduktivitet vært relativt høyere utenfor enn innenfor hjemmet, mens det motsatte historisk sett har vært tilfellet for kvinner. Dette ligger til grunn for den tradisjonelle arbeidsfordelingen mellom kjønnene (Iversen & Rosenbluth 2010: 22). Menn opparbeider seg mobile ferdigheter gjennom yrkesarbeidet, mens kvinners kompetanse er spesifikt knyttet til hjemmet, noe som gir menn flere muligheter og større forhandlingsmakt.

Egenskaper ved den økonomiske strukturen er derfor kilden til det tradisjonelle kjønnsrollemønsteret. Produksjonsmåten har imidlertid endret seg gjennom tidene (Iversen & Rosenbluth 2010: 164). Tjenesteproduksjon har ekspandert i det postindustrielle samfunnet, der rutinearbeid i mindre grad fordrer langsiktig deltakelse. Iversen og Rosenbluth (2010) hevder at høy kvinnelig arbeidsdeltakelse i USA skyldes et fleksibelt og mer kortsiktig arbeidsmarked. Kvinners arbeidsdeltakelse øker ytterligere i skandinaviske velferdsstater med stor, offentlig tjenestesektor, fordi de har muligheten til å nedprioritere effektivitet til fordel for likestillingshensyn (Iversen & Rosenbluth 2010: xiii-xv). På tross av den økonomiske utviklingens positive konsekvenser, sørger vedvarende kjønnsroller for at økonomisk likestilling ikke realiseres. Tjenestesektoren og teknologiutviklingen har utspilt sin rolle. Det neste skrittet mot likestilling er å utjevne arbeidsfordelingen i hjemmet, slik at menn og kvinners arbeidskraft blir like attraktiv for arbeidsgivere: «Until it becomes a commonplace that fathers are as responsible for the care of children and home as mothers, markets will discriminate against women» (Iversen & Rosenbluth 2010: 169).

Feministisk økonomi: empirisk belegg

Økonomi er årsak, og kvinners stilling virkning, både i Friedmans ([1962] 1982) neoliberalisme og Iversen og Rosenbluths (2010) historiske materialisme. De konkluderer imidlertid diametralt forskjellig om hva som bør gjøres for å fremme likestilling. Mens de sistnevnte ser et behov for politiske tiltak, fastholder neoliberalismen at et uregulert marked gir det beste utfallet. I hvilken grad får de to posisjonene empirisk støtte fra feministisk-økonomiske studier?

Duflo (2012) viser til at myndiggjøring av kvinner har skjedd parallelt med utbredt markedsliberalisering de siste tiårene. Endringer i produksjonsteknologi og økonomisk organisering gir større muligheter for kvinner i arbeidsmarkedet, både gjennom ansettelsesmuligheter og indirekte via normendringer (Duflo 2012: 1056-1057). Utvikling som effektiviserer husarbeidet, blant annet tilgang til elektrisitet og bedret infrastruktur, frigjør tid til lønnsarbeid. Hvis kvinner i større grad tar arbeid innenfor den formelle økonomien, vil forhandlingsmakten deres i husholdningen øke (Duflo 2012: 1059). Kvinnelige rollemodeller i arbeidslivet gir foreldre høyere økonomiske forhåpninger for sine døtre, og derfor blir foreldre mer villige til å investere i jenters helse og utdanning (Beaman, Duflo, Pande & Topalova 2012; Jensen 2010). Til sist hevdes det at økonomisk vekst vil styrke kvinners økonomiske rettigheter, fordi menn blir tilbøyelige til å oppgi noen av sine rettigheter til kvinner. Som følge av endrede økonomiske rammebetingelser vil fedre ønske å investere mer i døtres utdanning og styrke deres økonomiske rettigheter, slik at de blir bedre stilt overfor sine fremtidige ektemenn (Doepke & Tertilt 2009; Fernández 2014). Implikasjonen her er en positiv sammenheng mellom markedsliberalisering og kvinners økonomiske rettigheter, som denne studien vil teste statistisk.

På den annen side er markedsliberaliseringens følger for likestillingen i arbeidslivet også møtt med feministisk-økonomisk kritikk (Colling & Dickens 1998; Elson 2002; Seguino 2000). For å undersøke hvordan globalisering har påvirket likestillingen, tar Seguino og Grown (2006) utgangspunkt i effektene av liberalisering av internasjonal handel og finansmarkeder. Globaliseringen har økt kvinners arbeidsdeltakelse, spesielt i ufaglært, arbeidskraftsintensiv eksportindustri (Seguino & Grown 2006: 1084-1089). Det har ikke medført en tilsvarende økning i respekten for andre økonomiske rettigheter, som likelønn og rettferdige arbeidsforhold. Det kommer blant annet av at konkurranseutsatte næringer har priselastiske varer – det vil si at etterspørselen faller betraktelig ved en prisøkning – som impliserer økt arbeidsledighet ved lønnsøkninger. Kvinnenes forhandlingsmakt reduseres ytterligere som følge av økningen i FDI, siden multinasjonale selskapers bedriftsmobilitet er høyere. I tillegg argumenterer Elson (2002: 94) for at globaliseringen har ført til svekkede arbeidsstandarder og en harmonisering «nedover», det vil si at menns arbeidsforhold er forverret i retning av kvinners. Tendensen betegnes som «feminisering» av arbeidsmarkedet og gjelder også lønnsgapet og kvinners relative arbeidsdeltakelse (UN Women 2015a: 12).

Økonomisk vekst brukes gjennomgående som argument for liberalisering, men høy vekst fører ikke nødvendigvis til en reduksjon i lønnsgapet mellom kvinner og menn. Seguino (2010) har vist at lønnsgapet har økt i noen av landene i Øst- og Sørøst-Asia med sterkest økonomisk vekst. I den senere tid har vi sett en reduksjon i kvinners arbeidsdeltakelse, spesielt innenfor industrielle næringer, som Seguino og Grown (2006) betegner som «defeminisering» av arbeidsmarkedet. Dette skyldes at de nevnte landene har stått overfor en todelt prosess, hvor knapphet på kvinnelig arbeidskraft i visse næringer har presset kvinnelønnen oppover, samtidig som konkurransen fra land med lave lønnskostnader har økt (Seguino & Grown 2006: 1084). Det har skapt behovet for omstrukturering og utvidet bruk av faglært arbeidskraft, som har resultert i at kvinners arbeidsdeltakelse har falt relativt til menns. Handelsliberalisering har ytterligere implikasjoner for kvinners arbeidsdeltakelse. Flere land har opplevd at arbeidsplasser hvor kvinner er høyt representert, er falt bort på grunn av billig import som substituerer innenlandske varer (Elson 2002: 93-94). Kvinner rammes hardere av høyere arbeidsledighet, fordi «governments have typically given priority to the problems of unemployed men» (Elson 2002: 93). Dette kommer av det hun kaller «breadwinner bias», nemlig at menn i all hovedsak anses som hovedforsørgere (Elson 2002: 103).

Neoliberal politikk har flere makroøkonomiske implikasjoner for likestillingen i arbeidslivet (Elson 2002: 81-84). Den neoliberale staten har begrensede funksjoner. Skatter reduseres så mye det lar seg gjøre og anses av enkelte neoliberalister som ekspropriering av private eiendeler. Lavere offentlige utgifter følger som en konsekvens av reduserte skatteinntekter, men også som et mål i seg selv. Resultatet blir kutt i velferdstjenester som helse, utdanning og vannforsyning (Elson 2002: 84; Pearson 2004: 118). Den neoliberale politikken har redusert statens finansieringsevne, samtidig som at behovet for et sikkerhetsnett mot markedsrisiko har økt. I flere land har vi sett en privatisering av alderspensjon og uførepensjon, samt «a less visible privatization that comes from transferring costs of providing care from the public sector to households and communities. (…) All relies on the unspoken and invisible ultimate safety net of women’s unpaid work» (Elson 2002: 84). Ikke overraskende synker kvinners lønnede arbeidsdeltakelse som følge av økt arbeidsbelastning i hjemmet (Seguino & Grown 2006: 1093). Denne konsekvensen er ifølge Iversen og Rosenbluth (2010) hovedårsaken til kjønnsdiskriminering i arbeidsmarkedet.

Statens rolle – feministisk-økonomiske tilnærmingsmåter

Som følge av markedsliberaliseringens begrensninger, fremhever feministisk økonomi, i likhet med Iversen og Rosenbluth (2010), offentlig politikk som en alternativ tilnærmingsmåte til likestilling. Stater som har ratifisert FN-konvensjonen mot kvinnediskriminering (CEDAW), plikter å heve kvinners stilling i samfunnet. Statlige reguleringer og politiske tiltak er nødvendig for å gi formelle rettigheter substans i praksis (Elson 2002: 103; Pearson 2004: 119; UN Women 2015a: 12).

En rekke virkemidler er foreslått. Minstelønn og minstestandarder i arbeidslivet kan heve kvinners lønnsnivå og arbeidsvilkår, mens begrensinger i realkapitalmobiliteten vil hindre kapitalflukt ved lønnsøkninger (Elson 2002: 105; Pearson 2004: 119; Seguino & Grown 2006: 1095-1097). Seguino (2006) fremhever viktigheten av at offentlige myndigheter påvirker makroøkonomisk utvikling og opprettholder sysselsettingen. Et av hovedpoengene er at myndighetene bør forsøke å vri innenlandske bedrifter mot produksjon av prisuelastiske eksportvarer, for å motvirke et fall i vekst og sysselsetting som følge av økt kvinnelønn. En økning i offentlige utgifter forsvares med den hensikt å tilby offentlige tjenester, som tilrettelegger bedre for kvinners stilling hjemme og i arbeidslivet. Blant dem foreslås offentlig barnehagetilbud og eldreomsorg (Elson 2002: 107; Iversen & Rosenbluth 2010: 110), samt «public investment in infrastructure that reduces women’s time spent in unpaid labour; and legislation that facilitates male participation in caring labour» (Seguino & Grown 2006: 1097).

Politikere bør på forhånd kartlegge om likestillingseffektene av offentlig regulering veier opp for kostnadene ved intervensjon i markedet (Duflo 2012: 1063). I en studie som ser på effektene av fødselspermisjon og arbeidstidsrestriksjoner på kvinners lønn og arbeidsdeltakelse, kan det ikke påvises noen endring i lønnsnivå (Zveglich Jr & Rodgers 2003). Imidlertid viser de at fødselspermisjon øker kvinners totale arbeidsdeltakelse gjennom livsløpet. Arbeidstidsrestriksjoner har derimot en negativ effekt.

Siden det eksisterer empirisk grunnlag for både Friedmans ([1962] 1982) påstand og motargumentene, har jeg to hypoteser:

H1: Kvinners økonomiske rettigheter påvirkes positivt av både økt markedsliberalisering og styrkede politiske rettigheter for kvinner.

H2: Kvinners økonomiske rettigheter påvirkes positivt av styrkede politiske rettigheter for kvinner, men negativt av økt markedsliberalisering.

Analytisk rammeverk

Før hypotesene testes, vil jeg redegjøre for variablene og metoden som anvendes. Jeg benytter en indeks fra The CIRI Human Rights Dataset som baseres på årlige data fra 1981 til 2011 for 195 land (Cingranelli, Richards & Clay 2014). Kodingens basisenhet er et «land-år», altså et spesifikt land i et gitt år. Én av årsakene til at jeg har valgt å bruke CIRIs datasett, er dets omfattende utvalg, både i tid og rom. Rettighetene operasjonaliseres kun med hensyn til hvordan de er praktisert av myndighetene (Cingranelli & Richards 2014: 4). Indeksen reflekterer ikke menneskerettighetenes samlede tilstand, som også påvirkes av ikke-statlige aktører, ei heller offentlige «policies» fordi rettsakter kan avvike fra utøvelsen i praksis.

Jeg har valgt kvinners økonomiske rettigheter som avhengig variabel på grunn av viktigheten det tillegges i utviklingsspørsmål (Sen 1990, 1999; Verdensbanken 2011). Videre er det etterlyst mer empirisk forskning på hvordan kvinners økonomiske rettigheter korrelerer med økonomisk vekst og utvikling (Duflo 2012: 1060). CIRIs indeks omfatter rettigheter som er forankret i internasjonal lovgivning, ikke minst CEDAW (Cingranelli & Richards 2014: 80). Kvinners økonomiske rettigheter er en additiv indeks, som inkluderer retten til å ta lønnet arbeid, et fritt og selvstendig valg av yrke og arbeid, samt lik lønn for likt arbeid (Cingranelli & Richards 2014: 77). Hun har rett til likhet i ansettelses- og forfremmelsespraksiser, frihet fra seksuell trakassering på arbeidsplassen og diskriminering fra arbeidsgivers side. Videre skal hun garanteres jobbsikkerhet, som inkluderer fødselspermisjon og arbeidsledighetsstønad med mer. Samtidig har hun rett til å ta nattskift og arbeid som er forbundet med høy risiko, blant annet i politi og forsvar.

Til grunn for målingen ligger eksistensen av formelle lover som beskytter kvinners økonomiske rettigheter, og hvorvidt de blir effektivt håndhevet av myndighetene (Cingranelli & Richards 2014: 77-80). Kvinners økonomiske rettigheter er en ordinal variabel med fire verdier. En observert verdi lik null vil si at kvinner ikke nyter noen økonomiske rettigheter og at diskriminering kan være systematisk bygget inn i lovverket. I en slik stat tolererer myndighetene et høyt nivå av kvinnediskriminering. En score lik én eller to innebærer at det eksisterer visse lover som beskytter kvinners økonomiske rettigheter. Ved førstnevnte verdi blir de imidlertid ikke effektivt håndhevet og myndighetene aksepterer et moderat nivå av diskriminering. I et land med observert verdi lik to blir de effektivt håndhevet, men myndighetene aksepterer likevel et visst nivå av kjønnsdiskriminering. I kodeguiden beskrives full score slik: «All or nearly all of women’s economic rights are guaranteed by law. In practice, the government fully and vigorously enforces these laws. The government tolerates none or almost no discrimination against women» (Cingranelli & Richards 2014: 77).

Uavhengige variabler

Komparative studier av kvinners rettigheter har som oftest fokusert på kvinners tilgang til utdanning, samt økonomiske og politiske rettigheter (Blanton & Blanton 2015: 71). Innsamling av data til CIRIs indeks for kvinners sosiale rettigheter, som blant annet inkluderer retten til utdanning, fortsatte kun frem til 2007 (Cingranelli & Richards 2014). Derimot er indeksen for kvinners politiske rettigheter fremdeles operativ, og blir en av denne studiens forklaringsvariabler. Totalt benytter jeg to forklaringsvariabler og tre kontrollvariabler, der den andre forklaringsvariabelen er et mål for markedsliberalisering.

Målet for kvinners politiske rettigheter er en additiv indeks, som består av fem faktorer (Cingranelli & Richards 2014: 71). CIRIs indeks inkluderer kvinners stemmerett, retten til å stille ved politiske valg, til å besitte politiske og byråkratiske stillinger, til medlemskap i politiske partier og til å anmode offentlige representanter. Dette er virkemidler som offentlige myndigheter har makt til å vedta og håndheve. Også liberalister vedgår at det er statens oppgave å sikre et rettslig rammeverk (Friedman [1962] 1982). Videre er CIRIs mål for kvinners politiske rettigheter en firepunkts ordinal variabel (Cingranelli & Richards 2014: 71-73). Verdien null indikerer at ingen av de politiske rettighetene for kvinner er rettslig beskyttet, i tillegg til at det foreligger lover som forbyr kvinner å delta i den politiske prosessen. En score på én eller to innebærer at politisk likhet er garantert «de jure», men ved førstnevnte verdi er det store begrensninger «de facto». En observert verdi på tre tilsier at det er politisk likhet ved lov og i praksis, og kvinner utgjør mer enn 30 prosent av nasjonalforsamlingens representanter.

Indeksene for kvinners økonomiske og politiske rettigheter er substansielt forskjellige, slik det fremkommer ovenfor. Siden variablene er hentet fra samme datasett, er det likevel nødvendig å undersøke om de er uavhengig av hverandre. Utviklingen i gjennomsnittlig respekt for de nevnte rettighetene fremkommer av grafene i vedlegg 1 (Cingranelli, Richards & Clay 2013). Respekten for kvinners økonomiske rettigheter har holdt seg relativt stabil og ligget på et lavere nivå enn respekten for kvinners politiske rettigheter, som har økt over tid. Dermed har variablenes gjennomsnittsverdier en divergerende tendens siden 1981, som taler mot at de måler det samme. En korrelasjonsanalyse av de to indeksene gir en lav korrelasjonskoeffisient på 0,35 (Se vedlegg 2). For ytterligere å ta høyde for multikollinearitet, utføres en variansinflasjonsfaktor (VIF)-test av alle variablene. Samtlige får en VIF-score som er godt under den kritiske verdien. Dette tyder på at CIRIs variabler er uavhengig av hverandre.

Den andre forklaringsvariabelen er som nevnt grad av markedsliberalisering. Som mål for markedsliberalisering bruker jeg en indeks publisert i den canadiske tenketanken Fraser Institute sin Economic Freedom of the World: 2014 Annual Report (Gwartney, Lawson & Hall 2014). EFW hevder selv at datasettet «provides the most comprehensive measure of the degree to which countries rely on voluntary exchange and market institutions to allocate resources» (Gwartney et al. 2014: 2). De har brukt eksterne kilder som Verdensbanken, Det internasjonale pengefondet (IMF) og Verdens økonomiske forum (WEF). Mellom 1980 og 2000 foreligger data i femårsintervaller, mens de har årlige tall fra og med 2001. Jeg har interpolert dataene fra 1981, slik at de kan brukes sammen med CIRIs årlige tall. Det er små forskjeller mellom gjennomsnitts-, minimums- og maksimumsverdiene for de interpolerte dataene og dataene i femårsintervaller. Dermed kan jeg anta at betydelig informasjon ikke er gått tapt i interpoleringen.

EFWs summariske indeks måler nivået av markedsliberalisering på fem hovedområder: statens størrelse, rettsstat og eiendomsrettigheter, god pengeøkonomi, internasjonal handelsliberalisering og reguleringer (Gwartney et al. 2014: 3-7). De nevnte hovedområdene er igjen delt opp i flere komponenter og indeksen består av til sammen 42 variabler (Se vedlegg 3). Statens størrelse er uttrykt blant annet som skattenivå og offentlige utgifter som andel av BNP. Innunder rettsstat regnes domstolenes grad av uavhengighet, samt beskyttelse av eiendomsrettigheter og håndhevelse av kontrakter. En god pengeøkonomi tar hensyn til inflasjon og utenlandsk valutafrihet. Videre innebærer internasjonal handelsliberalisering fravær av toll og andre handelsbarrierer, samt fri flyt av kapital og arbeidskraft. Innunder siste hovedområde regnes reguleringer av penge- og arbeidsmarked, samt næringsliv. Blant arbeidsmarkedsreguleringer kan det trekkes frem minstelønn, sentraliserte, kollektive forhandlinger, samt regulering av ansettelser, oppsigelser og arbeidstid. EFWs indeks er ordinal med verdier fra 0 til 10. Hvert lands samlede nivå av markedsliberalisering gir seg uttrykk i indeksens gjennomsnittsscore for de fem hovedområdene. Summariske indekser skal ikke være spesielt sensitive for vektingsmetoden som er valgt (Gwartney et al. 2014: 7). Forklaringsvariablene er hentet fra ulike datasett, men det er likevel nødvendig å avklare om de er uavhengige av hverandre. Korrelasjonstestingen gjøres med kvinners politiske rettigheter endogent, og markedsliberalisering kontrolleres for BNP per innbygger (Se vedlegg 4). Ingen signifikant korrelasjon påvises, og heller ikke VIF-testen antyder problemer med multikollinearitet.

I tillegg til markedsliberalisering og kvinners politiske rettigheter kontrollerer jeg for regimetype og BNP per innbygger. Det er påvist en sammenheng mellom markedsliberalisering og BNP per innbygger (Gwartney et al. 2014: 20). Som første kontrollvariabel benytter jeg Verdensbankens mål for BNP per innbygger målt i faste 2005-US dollar. Datagrunnlaget er fra World Bank National Accounts Data og OECD National Accounts Data Files (Verdensbanken 2015). For å unngå at resultatene blir drevet av ekstreme verdier, anvendes den naturlige logaritmen til BNP per innbygger i analysen. Dermed er det effekten av endring i BNP per innbygger som måles, slik at utgangsnivået ikke betyr noe. Videre indikerer gjerne demokrati respekt for menneskerettighetene (de Soysa & Nordås 2007). Tatt i betraktning CIRIs operasjonalisering av kvinners politiske rettigheter, er det spesielt viktig å kontrollere for demokrati i denne analysen. «Polity2»-variabelen til Marshall et al. (2014) er spesielt tilpasset tidsserieanalyser. Det er en regimetypevariabel som måler demokrati versus autokrati basert på graden av begrensninger på utøvende myndighet. Variabelen går fra -10 til 10, hvor sistnevnte verdi indikerer fullverdig demokrati, mens -10 indikerer autokrati. Siden effekten av demokrati er mest signifikant når den scorer en høy verdi, velger jeg å kontrollere for demokrati ved å dummykode regimetypevariabelen (de Soysa & Nordås 2007: 932). En diskret demokrativariabel får verdien 1 hvis den scorer høyere enn 6, og 0 hvis den ikke gjør det. Tilsvarende genererer jeg en dummyvariabel som måler autokrati, ved å gi den verdien 1 hvis den scorer lavere enn -6 og 0 hvis den scorer -6 eller høyere. Mellomverdiene som tilsvarer anokrati, utelates. Ved bruk av regimetypevariabelen er det standard prosedyre å omkode den slik det er gjort her (de Soysa & Vadlamannati 2011: 30).

Validitet og reliabilitet

Datagrunnlagets reliabilitet kan forsvares med at kodingen er underlagt strenge retningslinjer (Cingranelli & Richards 2014: 6). Forskerne nektes innsyn i observerte verdier fra tidligere år i det respektive landet de koder, i tillegg til at kodingen av hver variabel evalueres av minst to erfarne kodere (de Soysa & Vadlamannati 2011: 26). Cingranelli og Richards (1999) indikerer imidlertid at det er en mulighet for underrapportering av brudd på menneskerettigheter i autokratier, sammenliknet med demokratier. Hvis dette er en systematisk skjevhet, svekkes CIRI-indeksens reliabilitet. Med dette forbeholdet anser jeg likevel variablene som reliable (Cingranelli & Richards 2010: 402-403).

Med over 3000 observasjoner fra minst 115 land virker den eksterne validiteten urokkelig. For å vurdere den interne validiteten, tar jeg utgangspunkt i denne studiens forskningsspørsmål, som slår fast at hensikten er å teste effekten av kvinners politiske rettigheter og markedsliberalisering på kvinners økonomiske rettigheter. Politiske og økonomiske rettigheter er tydeligst formulert i nedfelt lovgivning. Siden jeg utfører en komparativ analyse av flere land, er det mest hensiktsmessig å ta utgangspunkt i internasjonale konvensjoner. CEDAW omfatter spesifikt kvinners rettigheter og trådte i kraft i 1981, nøyaktig samme år som datagrunnlaget strekker seg tilbake til (FNs generalforsamling 1979). For å vurdere validiteten, vil jeg derfor avdekke hvorvidt CIRIs mål for kvinners økonomiske og politiske rettigheter samsvarer med CEDAW.

CIRIs operasjonalisering av kvinners økonomiske rettigheter omfatter likelønn, retten til arbeid og jobbsikkerhet, samt frihet fra diskriminering i arbeidslivet, som går parallelt med artikkel elleve i CEDAW: «The right to work […] the same employment opportunities […] to free choice of profession and employment, the right to promotion, job security […] equal remuneration […] social security…» (FNs generalforsamling 1979). FNs generalforsamling (1979) understreker at formelle rettigheter fordrer substansiell forpliktelse fra stater for å oppnå reell likestilling. Det er tatt høyde for i CIRIs operasjonalisering som har lagt observert praksis til grunn for kodingen.

CIRIs indeks for kvinners politiske rettigheter inkluderer kvinners stemmerett, retten til å stille til valg, besitte politiske og byråkratiske stillinger, melde seg inn i politiske partier og anmode offentlige representanter (Cingranelli & Richards 2014: 71-73). Dette er virkemidler som offentlige myndigheter har makt til å vedta og håndheve. Indeksens validitet styrkes ved at den i høy grad reflekterer CEDAWs artikkel syv om politiske rettigheter (FNs generalforsamling 1979). Samlet sett er det tydelig at CIRI-indeksene fanger opp rettigheter som er dypt forankret i menneskerettstraktater, som kan sies å utgjøre den globale standarden for hva disse rettighetene omfatter. På den måten befester de sin troverdighet som valide mål for kvinners økonomiske og politiske rettigheter.

Fraser Institute forsøker å måle markedsliberalisering så presist som mulig og Gwartney et al. (2014) hevder at EFWs datasett er det mest omfattende i så måte. Med 42 variabler sortert under fem hovedområder, fanger indeksen opp essensielle trekk ved markedsliberalisering relatert til internasjonal handel, næringsliv, penge- og arbeidsmarked, samt det rettslige rammeverket (Gwartney et al. 2014: 2). På den måten er indeksen i stand til å skille mellom land etter graden av markedsliberalisering, og validiteten kan derfor anses som tilfredsstillende. Imidlertid er det verdt å dvele ved validiteten til ett av indeksens hovedområder, nemlig statens størrelse. Den inkluderer komponenter som skattenivå, statlige selskaper og ikke minst offentlig konsum, investeringer, overføringer og subsidier (Gwartney et al. 2014: 4). Det kan argumenteres for at slike variabler snarere måler velferdsstatens eksistens og utstrekning, som ikke nødvendigvis utgjør markedsliberaliseringens antitese (Janoski & Hicks 1994; Pierson 2001). Å inkludere de nevnte variablene i et mål for markedsliberalisering, er riktignok helt i henhold til Friedman ([1962] 1982) og EFWs rapport refererer også gjentatte ganger til den innflytelsesrike tenkeren. Fraser Institute omtales som «pro-business,» politisk konservativ og «extreme right wing libertarian» (Nielsen 1985: 216; Schultze, Sturm & Eberle 2003: 239, 244). Mye tyder på at EFWs indeks har en viss neoliberal skjevhet.

Analysens metode

Med den hensikt å analysere kvinners økonomiske rettigheter, estimerer jeg paneldataregresjoner med variablene redegjort for ovenfor. Det foreligger tilstrekkelig data for 115 land i perioden 1981-2011 (Se vedlegg 5). CIRIs datasett strekker seg tilbake til 1981 og dette blir dermed starttidspunkt for analysen (Gwartney et al. 2014). Som andre, deriblant Cho (2013), benytter jeg en rangert probit-modell, fordi Y er en firepunkts ordinal variabel. Med kvinners økonomiske rettigheter endogent, er modellen spesifisert i følgende funksjon:

øk.rettit = Α1 + Β2 øk.rettit – 1 + Θ3 pol.rettit + Θ3 øk.frihetit + Ω4Zit + vt + uit (1)

øk.rettit er indeksen for kvinners økonomiske rettigheter for land i i år t , og tilsvarende er pol.rettit og øk.frihetit forklaringsvariablene. Z er en vektor av kontrollvariablene BNP per innbygger og dummyvariablene for demokrati og autokrati. vt er tidsfaste effekter og uit er idiosynkratisk feil som betegner feil i paneldata, som endres i både tid og rom. øk.rettit – 1 er inkludert i modellen som en tilbakedatert avhengig variabel (LDV), siden kvinners økonomiske rettigheter kan være et uttrykk for kultur og tradisjon som vedvarer over tid (Cho 2010; Iversen & Rosenbluth 2010). Dette tar også hånd om problemer med autokorrelasjon og modelldynamiske effekter av de uavhengige variablene på den avhengige (Wilson & Butler 2007). Probit er å foretrekke fremfor logit, fordi sannsynlighetskurven til Y nærmer seg normalfordeling (Long 1997: 117-118). Jeg estimerer modellen både med og uten kontrollvariabler, for å se om forklaringsvariablene har en selvstendig effekt på kvinners økonomiske rettigheter uavhengig av regimetype og vekst i inntekstnivå.

Observasjoner i land i i år t er ikke uavhengig av observasjoner gjort samme sted i år t – 1 (Cho 2013: 688). For å ta hånd om dette, er standardfeil klyngekorrigert på nasjonalt nivå. Dermed antas det at dataene er korrelerte innad i et land, men ikke landene seg imellom. Dette gjør standardfeilene robuste selv ved autokorrelasjon og mulig heteroskedastisitet. På grunn av «incidental parameters problem» kan det ikke kontrolleres for enhetsfaste effekter i modellen som er estimert med rangert probit (Wooldridge 2002). Når antall observasjoner er meget høyt, som gjerne er tilfellet med paneldata, kan rangert probit-modellen ha utfordringer med å konvergere til konsistente estimat. Lokale, tidsinvariante effekter som korrelerer med forklaringsvariablene, kan følgelig ikke kontrolleres for. Ved å bygge inn LDV, fanger jeg likevel opp egenskaper ved landet som vedvarer over tid. Slik kontrolleres det for lokale effekter, fordi det er signifikante faktorer på nasjonalt nivå som påvirker kvinners rettigheter indirekte via kultur og normer (Cho 2013: 688). Dette er likevel ikke tilstrekkelig for å ta hånd om problemet med uobservert enhetsheterogenitet, altså særegne faktorer ved det enkelte land. Selv om den avhengige variabelen ikke er lineær, er sannsynlighetskurven tilnærmet normalfordelt. Etter modell fra de Soysa og Vadlamannati (2011) benytter jeg derfor Newey-Wests minste kvadraters metode (OLS) med enhetsfaste effekter. Slik kan jeg avdekke om resultatene fra rangert probit-modellen holder, når det kontrolleres for enhetsheterogenitet. Newey-West-estimat kan brukes når den avhengige variabelen ikke er kontinuerlig og gjør regresjonen robust for eventuell heteroskedastisitet og autokorrelasjon ved maksimum én tilbakedatering (de Soysa & Vadlamannati 2011: 30-31). Siden én tilbakedatering er tatt med i beregningen, antas det at autokorrelasjon ved større enn én tilbakedatering kan ignoreres.

Funn

Hvilken effekt har markedsliberalisering og kvinners politiske rettigheter på kvinners økonomiske rettigheter? For å teste hypotesene, vil jeg først estimere regresjon med rangert probit, som inkluderer tidsfaste effekter, og dernest med Newey-West, hvor både tidsfaste og enhetsfaste effekter inngår. Tabell 1 viser resultatene for kvinners økonomiske rettigheter fra regresjonsanalysen med rangert probit. Den inkluderer fem modeller og er basert på over 3000 observasjoner i 115-120 land gjennom 31 år. Modell 1 estimerer effekten av forklaringsvariablene, kvinners politiske rettigheter og markedsliberalisering, og modell 2 kontrollerer for BNP per innbygger. I tredje modell er det også kontrollert for demokrati og autokrati, mens en tilbakedatert avhengig variabel (LDV) først bygges inn i modell 4 og 5. Det kan leses av tabellen at kvinners politiske rettigheter har en positiv og i høyeste grad signifikant effekt på kvinners økonomiske rettigheter. Dette resultatet holder når det kontrolleres for BNP per innbygger, demokrati og autokrati. I modell 4 og 5 som inkluderer

Tabell 1 Kvinners økonomiske rettigheter, 1981-2011. Rangert probit.

VariablerModell 1Modell 2Modell 3Modell 4Modell 5
      
Kvinners politiske rettigheter0.378***0.781***0.739***0.434***0.404***
(0.058)(0.094)(0.096)(0.056)(0.057)
Markedsliberalisering0.249***0.102*0.0900.0580.054
(0.031)(0.057)(0.057)(0.035)(0.035)
BNP per innbygger (ln)0.467***0.434***0.273***0.254***
(0.059)(0.066)(0.039)(0.042)
Demokrati0.2100.101
(0.136)(0.080)
Autokrati-0.018-0.024
(0.166)(0.098)
Tilbakedatert avhengig variabel (LDV)1.919***1.807***1.816***
(0.083)(0.093)(0.097)
Kuttpunkt 11.668***3.558***3.222***2.644***2.481***
(0.231)(0.442)(0.488)(0.289)(0.314)
Kuttpunkt 24.723***6.019***5.712***5.838***5.697***
(0.246)(0.487)(0.534)(0.311)(0.335)
Kuttpunkt 37.371***8.081***7.766***8.677***8.538***
(0.287)(0.542)(0.586)(0.360)(0.383)
Land120120115120115
Observasjoner33063294318031703064

NB: Robuste standardfeil i parentes. Tidsfaste effekter beregnet i alle tester.

*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

LDV, er koeffisienten fremdeles positiv og signifikant. Den avhengige variabelens verdier går fra 0 til 3, hvor høye verdier indikerer høyere nivå av rettigheter. Det vil si at politiske rettigheter for kvinner predikerer et høyere nivå av kvinners økonomiske rettigheter, uavhengig av kontrollvariablenes påvirkning. Den positive koeffisienten har et signifikansnivå på én prosent i alle modeller, og den positive effekten av kvinners politiske rettigheter fremstår i alle tilfeller som betydelig.

Markedsliberalisering har en positiv og høyst signifikant effekt i modell 1, men i modell 2 endres signifikansnivået til ti prosent. En del av effekten i modell 1 kan virke spuriøst via vekst i BNP per innbygger. Indikasjonen er likevel at markedsliberalisering har en positiv effekt på kvinners økonomiske rettigheter, også uavhengig av kontrollvariabelen. Så snart det kontrolleres for regimetype og LDV, mister imidlertid variabelen statistisk signifikans. Siden koeffisienten kontrollert for inntektsnivå kun er signifikant i nittiprosentintervallet, må resultatet tolkes med ytterst forsiktighet.

Når det kommer til kontrollvariablene, er resultatene hovedsakelig som forventet. I alle modeller er det en positiv sammenheng mellom BNP per innbygger og kvinners økonomiske rettigheter, med et signifikansnivå på én prosent. Et lands inntektsnivå har dermed en signifikant og selvstendig betydning utenom effekten av regimetype, forklaringsvariablene og fjorårets nivå av kvinners økonomiske rettigheter. Koeffisientene for demokrati og autokrati er i begge modeller henholdsvis positive og negative, men de er ikke signifikante og kan følgelig ikke tolkes. Modell 4 og 5 tar høyde for at verdier for kvinners økonomiske rettigheter i år t er en funksjon av verdiene for samme variabel i år t – 1. LDV har et signifikansnivå på én prosent i begge modeller, noe som bekrefter «the habituated and cultural nature of women’s rights» (Cho 2013: 693). Naturlig nok er et lands nivå av kvinners økonomiske rettigheter i år, i stor grad forklart av nivået av de samme rettighetene i fjor.

I en regresjon estimert med rangert probit kan ikke koeffisientene uten videre tolkes kvantitativt (Long 1997). For å teste den relative påvirkningen på Y, estimerer jeg marginale effekter av forklaringsvariablene og BNP per innbygger, når de observerte verdiene endres fra gjennomsnitts- til maksimumsverdi (Se vedlegg 6). Den predikerte sannsynligheten er 0,009 når observert verdi for Y er maksimal, mens de andre variablene har gjennomsnittsverdier. Prediksjonen øker til 0,02 når verdien til markedsliberalisering endres fra gjennomsnitt til maksimum. Gjør jeg det samme med kvinners politiske rettigheter, mens markedsliberalisering beholder gjennomsnittsverdien, øker den til 0,07. Tilsvarende for BNP per innbygger gir en predikert sannsynlighet på 0,18. Tallene sier oss at det er en sannsynlighet på to prosent for at kvinners økonomiske rettigheter er på maksimalt nivå i et land som er svært markedsliberalisert, men som kun scorer gjennomsnittlig på kvinners politiske rettigheter. Tilsvarende er sannsynligheten syv prosent for at kvinners økonomiske rettigheter respekteres, når også kvinners politiske rettigheter respekteres. Sannsynligheten for det samme er hele 18 prosent når BNP per innbygger antar maksimumsverdi. Kvinners økonomiske rettigheter påvirkes omtrent tre ganger så mye av kvinners politiske rettigheter som av markedsliberalisering. Prediksjonen til BNP per innbygger er 2,5 ganger høyere enn til førstnevnte forklaringsvariabel, og ni ganger høyere enn prediksjonen til sistnevnte.

Resultatene fra rangert probit-regresjonen tilsier samlet sett at kvinners politiske rettigheter er en viktigere indikator for likestilling i arbeidslivet. Dessuten er den positive korrelasjonen med Y statistisk sikrere enn effekten av markedsliberalisering. Som nevnt kunne jeg ikke kontrollere for enhetsheterogenitet i regresjonen ovenfor grunnet «incidental parameters problem» (Wooldridge 2002). Før jeg kan avkrefte noen av hypotesene, skal jeg derfor bygge inn enhetsfaste effekter i en OLS-regresjon. Newey-West-regresjonen estimeres med de samme variablene, men denne gangen med et lands individuelle effekter, i stedet for klyngekorrigering av standardfeil på nasjonalt nivå. LDV er ikke bygget inn i modellen, men til gjengjeld tas det hensyn til én tilbakedatering i autokorrelasjonsstrukturen. For å unngå spuriøse effekter, kontrollerer første modell for BNP per innbygger, mens det i andre modell også er kontrollert for demokrati og autokrati. Resultatene fremgår av tabell 2.

Den lineære regresjonsanalysen med tidsfaste og enhetsfaste effekter bekrefter resultatene for kvinners politiske rettigheter fra rangert probit-regresjonen. Selv kontrollert for enhetsheterogenitet, har variabelen en selvstendig, positiv effekt på kvinners økonomiske rettigheter med et signifikansnivå på én prosent i begge modeller. Ved én enhets økning i kvinners politiske rettigheter vil den avhengige variabelens observerte verdi øke med omtrent 0,1. Tatt i betraktning variabelens høye signifikansnivå både med OLS og rangert probit, kan denne konklusjonen trekkes med stor sikkerhet. Resultatene for effekten av markedsliberalisering kan derimot ikke bekreftes. Kontrollert for enhetsheterogenitet blir korrelasjonen negativ, stikk i strid med de delvis signifikante resultatene i tabell 1. Den negative effekten av markedsliberalisering er statistisk signifikant på femprosentnivået i første modell og tiprosentnivået i andre modell. Det skal sies at koeffisientene er lave, henholdsvis -0,04 og -0,03. Kontrollert for enhetsheterogenitet, avkreftes likevel hypotesen om den positive sammenhengen mellom markedsliberalisering og kvinners økonomiske rettigheter. Variabelens antatte positive effekt i den tidligere analysen skyldes andre faktorer på landsnivå. Med andre ord har faktorer uavhengig av det som blir forklart i modellen, en betydelig effekt på kvinners økonomiske rettigheter. Det kan være kulturelle faktorer og spesifikke trekk ved de enkelte landene (Cho 2013: 690). Cho (2013) inkluderer kvinners sosiale rettigheter som variabel. Det kunne også vært hensiktsmessig som kontrollvariabel her, men CIRI avsluttet dessverre datainnhentingen til nevnte indeks i 2007 (Cingranelli & Richards 2014).

Tabell 2 Kvinners økonomiske rettigheter, 1981-2011. Newey-West.

 VariablerModell 1Modell 2
   
Kvinners politiske rettigheter0.129***0.120***
(0.026)(0.026)
Markedsliberalisering-0.044**-0.034*
(0.018)(0.018)
BNP per innbygger (ln)0.276***0.221***
(0.056)(0.058)
Demokrati-0.152***
(0.039)
Autokrati0.190***
(0.045)
Konstant-0.615-0.001
(0.577)(0.606)
Land120115
Observasjoner32943180

NB: Robuste standardfeil i parentes.

Tidsfaste og enhetsfaste effekter beregnet i alle tester.

*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Tabell 2 bekrefter også effekten av BNP per innbygger når det kontrolleres for enhetsheterogenitet. Kontrollvariabelen påvirker kvinners økonomiske rettigheter i positiv retning, med et signifikansnivå på én prosent i begge modeller. Det kan tenkes at effekter av markedsliberalisering på kvinners økonomiske rettigheter virker indirekte via inntektsnivå, noe som understreker viktigheten av å kontrollere for BNP per innbygger. Eksempelvis kan markedsliberalisering gi vekst i BNP, som igjen predikerer høyere nivå av økonomiske rettigheter for kvinner. Andre modell byr på overraskelser. Regimetypenes koeffisienter er signifikante på énprosentnivået, men fortegnet gir uventede resultater. Kontrollert for enhetsheterogenitet, påvirkes kvinners økonomiske rettigheter negativt av demokrati og positivt av autokrati. At demokrati reduserer kvinners økonomiske rettigheter, virker umiddelbart kontraintuitivt. Den negative koeffisienten viser imidlertid regimetypens netto effekt, altså den uavhengige effekten av demokrati etter at inntektsnivå og ikke minst kvinners politiske rettigheter er tatt høyde for. Kvinner kan komme bedre ut i mer utviklede autokratier, enn i demokratier med lav inntekt hvor kvinner samtidig har en svak stilling i samfunnet, eksempelvis India (Bhattacharya 2006; Sen 2001). Det hentyder at demokrati har liten selvstendig betydning for den økonomiske likestillingen utover effektene av kvinners politiske rettigheter. Dette er unektelig et overraskende funn, som videre forskning bør undersøke grundigere enn det datagrunnlaget her tillater.

Resultatenes robusthet fra regresjonsanalysen med rangert probit er testet ved hjelp av OLS-regresjon med enhetsfaste effekter. Det samlede informasjonsgrunnlaget fra analysene gir støtte til hypotese to. Kvinners økonomiske rettigheter korrelerer positivt med kvinners politiske rettigheter, og dette resultatet er i høy grad signifikant i begge analyser. Det er også påvist en negativ effekt av markedsliberalisering, som avkrefter hypotese én. Effekten er imidlertid svak, i tillegg til at signifikansen er lavere, og resultatene bør tolkes deretter.

Politiske virkemidler er nøkkelen til likestilling

Resultatene gir liten støtte til de neoliberale argumentene og tilbakeviser de empiriske studiene som antar at markedsliberalisering bedrer kvinners økonomiske rettigheter. De underbygger derimot de historisk-materialistiske og feministisk-økonomiske påstandene om at offentlig inngrep er nødvendig.

Friedman ([1962] 1982) fremholder at fri konkurranse reduserer diskriminering på annet grunnlag enn produktivitet, som går på tvers av den påviste negative effekten av markedsliberalisering. Videre hevder han at ulikhet kommer av ufullkomne markeder og offentlig regulering (Friedman [1962] 1982: 109, 176), men heller ikke dette samsvarer med de empiriske resultatene, som viser at kvinners politiske rettigheter har en positiv effekt. Innenfor en neoklassisk modell gjenstår én mulig forklaring på kjønnsdiskriminering, nemlig at kvinnelige arbeidstakere er mindre effektive enn mannlige (Gwartney & Stroup 1973). Iversen og Rosenbluth (2010) hevder at kjønnsdiskriminering i arbeidsmarkedet eksisterer simpelthen fordi kvinner har lavere arbeidskraftsproduktivitet enn menn. Økonomiske strukturer og produksjonsmåter fanger kvinnen i «omsorgsfellen» og gjør henne relativt mindre attraktiv på arbeidsmarkedet. Statistisk diskriminering av kvinner skyldes økonomisk rasjonelle investeringsbeslutninger, som stemmer overens med den negative effekten av markedsliberalisering. Kjønnsdiskriminering i arbeidsmarkedet er dermed en konsekvens av kostnad-nytte-analyser.

Flere studier bestrider imidlertid denne slutningens gyldighet (Growe & Montgomery 1999; Wenneras & Wold 1997). I den grad systematiske ulikheter i arbeidskraftsproduktiviteten eksisterer, har det ikke tilstrekkelig forklaringskraft for eksempelvis størrelsen på lønnsgapet mellom kjønnene (Frank 1978: 360). Enhetsheterogenitetens påviste betydning antyder at kulturelle og religiøse normer innvirker på arbeidsgivers atferd, eksempelvis i lønnsfastsettelse, ansettelser og forfremmelser. Det er i tråd med Iversen og Rosenbluths (2010) påstand om at vedvarende kjønnsroller hindrer likestilling.

Seguino (2006) kan forklare deler av markedsliberaliseringens negative påvirkning. Hun påpeker at kvinner i stor grad er sysselsatt i næringer hvor arbeidstakerne er ufaglærte og har lav forhandlingsmakt. Denne tendensen forsterkes av økonomisk globalisering, siden multinasjonale selskaper med høy, geografisk mobilitet flagger ut arbeidskraftsintensiv produksjon til land med tilbudsoverskudd av arbeidskraft (Seguino & Grown 2006: 1089). På den måten kan internasjonal markedsliberalisering bidra til å svekke kvinners økonomiske stilling.

Politiske rettigheter som kan anses som offentlig inngrep i markedet gjennom lovgivning og regulering, har en entydig positiv og signifikant effekt på kvinners økonomiske rettigheter. Kombinert med den negative effekten av markedsliberalisering, kan slike funn brukes som argument for offentlig intervensjon i form av lovfestede, økonomiske rettigheter, samt politiske tiltak som sørger for effektiv implementering. En rekke publiserte studier taler for regulering av arbeidsmarkedet, eksempelvis i form av minstelønn, minstestandarder og kollektive forhandlinger med mulighet for offentlig inngrep (Colling & Dickens 1998: 406; Elson 2002: 105; Seguino & Grown 2006: 1095-1097). Iversen og Rosenbluth (2010) foretrekker derimot gulrot fremfor pisk, siden de frykter at rigide arbeidsmarkeder med vekt på langsiktighet vil ramme kvinner som gruppe. Politiske tiltak bør heller rettes mot arbeidsfordelingen i hjemmet. Likestilt foreldrepermisjon vil eksempelvis tilrettelegge for fedres inntog, mens et offentlig barnehagetilbud stimulerer til økt kvinnelig arbeidsdeltakelse (Iversen & Rosenbluth 2010: xiii). Seguino og Grown (2006) fremhever også makroøkonomisk styring som virkemiddel for å fremme likestilling i arbeidslivet. Forslaget underbygges av den påviste korrelasjonen mellom BNP per innbygger og kvinners økonomiske rettigheter. Et lands inntekstnivå har en høyst positiv og signifikant effekt, noe som kan forklares med det Elson (2002) betegner som «breadwinner bias.» Stiger arbeidsledigheten som følge av redusert BNP, vil konsekvensene spesielt ramme kvinner. Siden mannen anses som familiens hovedforsørger, er det kvinner som først blir oppsagt i nedgangstider.

Regresjonsanalysene avkrefter den første hypotesen og støtter den andre. Kvinners økonomiske rettigheter påvirkes entydig positivt av kvinners politiske rettigheter. Det er derimot påvist at markedsliberalisering har en negativ og noe signifikant effekt. Samlet sett signaliserer de empiriske resultatene at nøkkelen til likestilling i arbeidslivet ikke er fundert i markedsløsninger, men i politisk regulerte rettigheter.

Konklusjon

Denne studien har analysert effekten av kvinners politiske rettigheter og markedsliberalisering på kvinners økonomiske rettigheter. Motivet var å avdekke om det er politiske virkemidler eller markedsløsninger som er nøkkelen til likestilling i arbeidslivet. Sammenhengen mellom markedsliberalisering og kvinners rettigheter er omdiskutert i litteraturen (de Soysa & Vadlamannati 2011; Elson 2002). Neoklassisk teori fremholder at markedsliberalisering umulig kan være årsak til kjønnsdiskriminering i arbeidslivet. Som følge av at arbeidsmarkedsaktørene er rasjonelle og profittmaksimerende, vil de ikke diskriminere på grunnlag av andre egenskaper enn arbeidskraftsproduktivitet, eksempelvis kjønn (Friedman [1962] 1982). Likestilling i arbeidslivet vil med andre ord oppstå hvis markedskreftene får råde.

I et historisk-materialistisk perspektiv hevdes det på den annen side at kvinners arbeidskraftsproduktivitet er relativt lavere som følge av kvinners omsorgsansvar (Iversen & Rosenbluth 2010). Derfor eksisterer det et økonomisk rasjonelt grunnlag for statistisk diskriminering av kvinner i arbeidsmarkedet. Den økonomiske utviklingen har bedret kvinners stilling, men på grunn av segmenterte kjønnsroller er offentlig inngrep nødvendig for å oppnå likestilling. Denne konklusjonen støttes av empiriske studier, som i hovedsak påviser negative implikasjoner ved økonomisk liberalisering for kvinners lønn, arbeidsdeltakelse og -vilkår (Seguino 2000, 2010). Også feministisk-økonomiske teoretikere henstiller til offentlige myndigheter å iversette politiske tiltak, som reguleringer og makroøkonomisk styring, for å fremme økonomisk likestilling (Elson 2002; Seguino & Grown 2006).

Denne studien skiller seg ut ved at den undersøker effekten av både politiske rettigheter og markedsliberalisering på likestillingen i arbeidslivet. Ulikt globaliseringslitteraturen er markedsliberalisering her operasjonalisert som mer enn økonomisk globalisering, siden jeg bruker EFWs indeks. I analysen av 115 land i perioden 1981-2011 benyttes også CIRIs indekser for kvinners økonomiske og politiske rettigheter, og det kontrolleres for BNP per innbygger, regimetype og autokorrelasjon. Jeg tester om resultatene fra rangert probit-regresjonen holder, når jeg også kontrollerer for enhetsfaste effekter i en Newey-West-modell. Funnene viser en entydig, positiv effekt av kvinners politiske rettigheter på kvinners økonomiske rettigheter. I første test er effekten av markedsliberalisering positiv, men tre ganger så liten som påvirkningen av kvinners politiske rettigheter på Y. Kontrollert for enhetsheterogenitet i andre test, blir imidlertid sammenhengen negativ. Stikk i strid med Friedmans ([1962] 1982) påstand er den selvstendige effekten av markedsliberalisering negativ. Med andre ord er det politisk regulerte rettigheter snarere enn markedsløsninger, som best fremmer kvinners økonomiske rettigheter.

Hva er konsekvensene av økt likestilling i arbeidslivet for kvinners sosiale rettigheter? Fremtidige studier bør undersøke om styrkede økonomiske rettigheter reduserer barseldødelighet og vold mot kvinner, samt effekten på gjennomsnittsalderen for ekteskapsinngåelse og kvinners reelle mulighet for skilsmisse.

Appendiks

Vedlegg 1

Stabilitet og endring i kvinners økonomiske og politiske rettigheter

Kilde: Cingranelli, D. L., Richards, D. L. & Clay, K. C. 2013. Human Rights in 2011: The CIRI Report. Tilgjengelig: http://www.humanrightsdata.com/2013/08/human-rights-in-2011-ciri-report.html [13.03.2015].

Vedlegg 2

Korrelasjonsmatrise

 KvinnersKvinnersMarkeds-BNP pr.
Variabler øk. rett.pol. rett.liberali-
sering
innb. (ln)Demokrati  Autokrati
Kvinners økonomiske rettigheter1.00
Kvinners politiske rettigheter0.351.00
Markedsliberalisering0.400.271.00
BNP per innbygger (ln)0.580.190.661.00
Demokrati0.430.350.480.561.00
Autokrati-0.17-0.34-0.27-0.16-0.421.00

Vedlegg 3

Komponenter i EFWs indeks for markedsliberalisering

Kilde: Gwartney, J., Lawson, R. & Hall, J. 2014. Economic Freedom of the World: 2014 Annual Report. Fraser Institute.

Vedlegg 4

Korrelasjon mellom kvinners politiske rettigheter og markedsliberalisering

VariablerKvinners politiske rettigheter
  
Markedsliberalisering0.055
(0.074)
BNP per innbygger (ln)0.143**
(0.071)
Kuttpunkt 10.194
(0.443)
Kuttpunkt 21.254**
(0.521)
Kuttpunkt 33.790***
(0.572)
Land:120
Observasjoner3331

Robuste standardfeil i parentes.

Tidsfaste effekter beregnet i alle tester.

*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Vedlegg 5

Land som med i analysen

AlbaniaFilippineneLitauenSierra Leone
AlgeriaFinlandLuxemburgSingapore
Amerikas forente staterFrankrikeMadagaskarSlovakia
ArgentinaGabonMalawiSlovenia
AustraliaGhanaMalaysiaSpania
BahrainGuatemalaMaliSri Lanka
BangladeshGuinea-BissauMarokkoStorbritannia
BelgiaGuyanaMauritiusSveits
BeninHaitiMexicoSverige
BoliviaHellasNamibiaSyria
BotswanaHondurasNederlandSør-Afrika
BrasilIndiaNepalSør-Korea
BulgariaIndonesiaNew ZealandTanzania
BurundiIranNicaraguaThailand
CanadaIrlandNigerTogo
ChadIsraelNigeriaTrinidad og Tobago
ChileItaliaNorgeTsjekkia
ColombiaJamaicaOmanTunisia
Costa RicaJapanPakistanTyrkia
DanmarkJordanPanamaTyskland
De forente arabiske emiraterKamerunPapua New GuineaUganda
Den dominikanske republikkKenyaParaguayUkraina
Den sentralafrikanske republikkKinaPeruUngarn
EcuadorKongo BrazzavillePolenUruguay
EgyptKongo KinshasaPortugalVenezuela
El SalvadorKroatiaRomaniaZambia
ElfenbenskystenKuwaitRusslandZimbabwe
EstlandKyprosRwandaØsterrike
FijiLatviaSenegal 

Vedlegg 6

Marginale effekter på kvinners økonomiske rettigheter, rangert probit.

 Gjennomsnitts-Maks. kvinnersMaks. markeds-Maks. BNP pr.
Variablerverdierpol. rett.liberaliseringinnbygger (ln)
Kvinners politiske rettigheter0.019(0.102)0.0440.204
(0.005)(0.03)(0.022)(0.03)
Markedsliberalisering(0.003)(0.014)0.0060.027
(0.001)(.008)(0.006)(0.012)
BNP per innbygger (ln)0.011(0.061)(0.026)0.121
(0.002)(0.01)(0.01)(0.03)
Predikert sannsynlighet0.0090.0690.0240.182
NB: Standardfeil i parentes.

Vedlegg 7

Deskriptiv statistikk

Variabler ObservasjonerGjennomsnittStandardavvikMinimumMaksimum
Kvinners økonomiske rettigheter32941.390.690.003.00
Kvinners politiske rettigheter32941.860.610.003.00
Markedsliberalisering32946.211.251.788.9
BNP per innbygger (ln)32948.181.654.9611.36
Demokrati31800.520.50.001.00
Autokrati31800.140.350.001.00

Vedlegg 8

Datakilder

VariablerKilder
Kvinners økonomiske rettigheterCIRI (http://www.humanrightsdata.com)
Kvinners politiske rettigheterCIRI (http://www.humanrightsdata.com)
MarkedsliberaliseringEconomic Freedom of the World
(http://www.freetheworld.com/datasets_efw.html)
BNP per innbyggerWorld Development Indicators – 2014
(http://data.worldbank.org/indicator/NY.GDP.MKTP.KD)
RegimetypePolity IV (http://www.systemicpeace.org/inscrdata.html)

Litteraturliste

Beaman, Lori, Esther Duflo, Rohini Pande & Petia Topalova (2012). Female Leadership Raises Aspirations and Educational Attainment for Girls: A Policy Experiment in India. Science, 335(6068), 582-586.

Bhagwati, Jagdish (2004). In Defense of Globalization. Oxford: Oxford University Press.

Bhattacharya, Prabir C. (2006). Economic Development, Gender Inequality, and Demographic Outcomes: Evidence from India. Population and Development Review, 32(2), 263-292.

Blanton, Robert G. & Shannon Lindsey Blanton (2015). Is Foreign Direct Investment «Gender Blind»? Women’s Rights as a Determinant of US FDI. Feminist Economics, 21(4), 61-88.

Cho, Seo-Young (2010). International Human Rights Treaty to Change Social Patterns-The Convention on the Elimination of All Forms of Discrimination against Women. CEGE Discussion Paper (93).

Cho, Seo-Young (2013). Integrating Equality: Globalization, Women’s Rights, and Human Trafficking. International Studies Quarterly, 57(4), 683-697.

Cingranelli, David L. & David L. Richards (1999). Respect for Human Rights after the End of the Cold War. Journal of Peace Research, 36(5), 511-534.

Cingranelli, David L. & David L. Richards (2010). The Cingranelli and Richards (CIRI) Human Rights Data Project. Human Rights Quarterly, 32(2), 401-424.

Cingranelli, David L. & David L. Richards (2014). The Cingranelli-Richards (CIRI) Human Rights Data Project Coding Manual. Hentet 20.05.2014 fra http://www.humanrightsdata.com/p/data-documentation.html

Cingranelli, David L., David L. Richards & K. Chad Clay (2013). Human Rights in 2011: The CIRI Report. Hentet 13.03.2015 fra http://www.humanrightsdata.com/2013/08/human-rights-in-2011-ciri-report.html

Cingranelli, David L., David L. Richards & K. Chad Clay (2014). The CIRI Human Rights Dataset. Hentet 14.04.2014 fra http://www.humanrightsdata.com

Colling, Trevor & Linda Dickens (1998). Selling the Case for Gender Equality: Deregulation and Equality Bargaining. British Journal of Industrial Relations, 36(3), 389-411.

de Soysa, Indra & Ragnhild Nordås (2007). Islam’s Bloody Innards? Religion and Political Terror, 1980–2000. International Studies Quarterly, 51(4), 927-943.

de Soysa, Indra & Krishna Chaitanya Vadlamannati (2011). Does Being Bound Together Suffocate, or Liberate? The Effects of Economic, Social, and Political Globalization on Human Rights, 1981–2005. Kyklos, 64(1), 20-53.

Doepke, Matthias & Michèle Tertilt (2009). Women’s Liberation: What’s in It for Men? The Quarterly Journal of Economics, 124(4), 1541-1591.

Duflo, Esther (2012). Women’s Empowerment and Economic Development. Journal of Economic Literature, 50(4), 1051-1079.

Elson, Diane (2002). Gender Justice, Human Rights, and Neo-liberal Economic Policies. I Molyneux, Maxine & Shahra Razavi (red.) Gender Justice, Development, and Rights (78-114). Oxford: Oxford University Press.

Fernández, Raquel (2014). Women’s Rights and Development. Journal of Economic Growth, 19(1), 37-80.

FNs generalforsamling (1979). Convention on the Elimination of All Forms of Discrimination Against Women, De forente nasjoners traktatserie.

Frank, Robert H. (1978). Why Women Earn Less: the Theory and Estimation of Differential Overqualification. The American Economic Review: 360-373.

Friedman, Milton (1982). Capitalism and Freedom. Chicago: University of Chicago Press [1962].

Growe, Roslin & Paula Montgomery (1999). Women and the Leadership Paradigm: Bridging the Gender Gap, ERIC Clearinghouse.

Gwartney, J., R. Lawson & J. Hall (2014). Economic Freedom of the World: 2014 Annual Report, Fraser Institute.

Gwartney, James & Richard Stroup (1973). Measurement of Employment Discrimination According to Sex. Southern Economic Journal: 575-587.

Iversen, Torben & Frances Rosenbluth (2010). Women, Work, and Politics: The Political Economy of Gender Inequality. New Haven & London: Yale University Press.

Janoski, Thomas & Alexander M. Hicks (1994). The Comparative Political Economy of the Welfare State. Cambridge: Cambridge University Press.

Jensen, Robert T (2010). Economic Opportunities and Gender Differences in Human Capital: Experimental Evidence for India, National Bureau of Economic Research.

Long, J. Scott (1997). Regression Models for Categorical and Limited Dependent Variables. Thousand Oaks: Sage.

Marshall, Monty G., Ted Robert Gurr & Keith Jaggers (2014). Polity IV Project: Political Regime Characteristics and Transitions, 1800-2013: Dataset Users’ Manual, Center for Systemic Peace.

Molyneux, Maxine & Shahra Razavi (red.) (2002). Gender Justice, Development, and Rights. Oxford: Oxford University Press.

Nielsen, Kai (1985). Equality and Liberty: A Defense of Radical Egalitarianism. Totowa: Rowman & Allanheld.

Pearson, Ruth (2004). Women, Work and Empowerment in a Global Era. IDSBulletin on Repositioning Feminisms in Development, 35(4), 117-120.

Pierson, Paul (2001) The New Politics of the Welfare State. Oxford: Oxford University Press

Schultze, Rainer-Olaf, Roland Sturm & Dagmar Eberle (2003). Conservative Parties and Right-Wing Politics in North America: Reaping the Benefits of an Ideological Victory? Opladen: Springer-Verlag.

Seguino, Stephanie (2000). The Effects of Structural Change and Economic Liberalisation on Gender Wage Differentials in South Korea and Taiwan. Cambridge Journal of Economics, 24(4), 437-459.

Seguino, Stephanie (2010). Gender, Distribution, and Balance of Payments Constrained Growth in Developing Countries. Review of Political Economy, 22(3), 373-404.

Seguino, Stephanie & Caren Grown (2006). Gender Equity and Globalization: Macroeconomic Policy for Developing Countries. Journal of International Development, 18(8), 1081-1104.

Sen, Amartya (1990). More than 100 Million Women Are Missing. The New York Review of Books, 37 (20).

Sen, Amartya (1999). Development as Freedom. Oxford: Oxford University Press.

Sen, Amartya (2001). The Many Faces of Gender Inequality. New Republic: 35-39.

Smith, Adam (1776). An Inquiry into the Nature and Causes of the Wealth of Nations. London: Strahan/Cadell.

Stilwell, Frank J. B. (2012). Political Economy: The Contest of Economic Ideas. South Melbourne: Oxford University Press.

UN Women (2015a). Progress of the World’s Women 2015-2016: Transforming Economies, Realizing Rights, De forente nasjoner

UN Women (2015b). Summary Report: The Beijing Declaration and Platform for Action turns 20, De forente nasjoner.

Verdensbanken (2011). World Development Report 2012: Gender Equality and Development, Washington DC.

Verdensbanken (2015). World Development Indicators. Hentet 25.02.15 fra http://data.worldbank.org/indicator/NY.GDP.MKTP.KD

Wenneras, Christine & Agnes Wold (1997). Nepotism and Sexism in Peer-Review. Nature: 387, 341–343.

Wilson, Sven E. & Daniel M. Butler (2007). A Lot More to Do: The Sensitivity of Time-Series Cross-Section Analyses to Simple Alternative Specifications. Political Analysis, 15(2), 101-123.

Wooldridge, Jeffrey M. (2002). Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data. Cambridge: MIT Press.

Zveglich Jr, Joseph E. & Yana van der Meulen Rodgers (2003). The Impact of Protective Measures for Female Workers. Journal of Labor Economics, 21(3), 533-555.

Idunn bruker informasjonskapsler (cookies). Ved å fortsette å bruke nettsiden godtar du dette. Klikk her for mer informasjon