Bengt Furåker *
3.3 Arbetsrätt och arbetsmarknad
3.4.2 Multivariata analyser
I den följande bearbetningen av data används logistisk regression eftersom de beroende variablerna är dikotomiserade. När det gäller frågan om geografisk flyttning är de obe-roende variabler som ingår i analysen – förutom anställningsform – kön, ålder, civil-stånd, hemmavarande barn samt socioekonomisk ställning. Valet av dessa kontrollvari-abler grundar sig bl.a. på de analyser som vi tidigare gjort på de här utnyttjade datama-terialen (van den Berg, Furåker, och Johansson 1997; Soidre 2001, 2004; Gustafson 2003). Att geografisk rörlighet är relaterad till ålder är välkänt; ungdomar är mer flytt-benägna och flyttar också i större utsträckning än äldre. Kön, civilstånd och hemma-varande barn är andra faktorer som visat sig vara viktiga. De sociala förpliktelser som sammanhänger med familjesituationen kan inverka hämmande på flyttbenägenheten och mönstret är att kvinnor i högre grad än män tar ansvar för barn och familj. Vidare
verkar särskilt personer i högre tjänstemannayrken (eller karriäryrken) – jämfört med andra anställda – inställda på att byta bostadsort för jobbets skull, men man kan även förvänta sig att finna en viss skillnad mellan tjänstemän på lite lägre nivå och arbetare.
Huruvida dessa kontrollvariabler är relevanta även med avseende på frågan om löne-sänkning är mindre uppenbart. Jag har likväl valt att använda dem också i den analy-sen. Det är inte orimligt att tänka sig att de skillnader i ekonomisk situation vilka sam-manhänger med ålder, kön och familjeförhållanden samt socioekonomisk ställning har betydelse för huruvida man kan acceptera en lönesänkning. Till detta vill jag emellertid göra ett tillägg. I våra tidigare analyser visade sig benägenheten att godta en lägre lön för att rädda jobbet också vara förbunden med huruvida respondenterna uppfattar sig ha goda relationer till ledningen och visst inflytande när ledningen vill genomföra större förändringar. Positiva upplevelser av det slaget tycks göra det mer angeläget att för-svara sitt jobb även till priset av en lägre lön och bör därför beaktas också här. Efter-som de båda variablerna är korrelerade med varandra och internbortfallet bör hållas nere har jag endast tagit med en av dem: upplevelse av relationerna till ledningen. En samlad bild av de oberoende variablerna i bearbetningen av 1993 och 2001 års data-material ges i tabellbilagan (tabell 3-A).
I Tabell 3-3 presenteras de första logistiska regressionsanalyserna och här handlar det om viljan att vid arbetslöshet acceptera byte av bostadsort. Modell 1 för de båda åren visar utfallet när regressionsanalysen enbart utgår från anställningsform som oberoende variabel. Det finns då signifikanta skillnader mellan fast och tidsbegränsat anställda helt i samklang med de bivariata samband som tidigare redovisats i Tabell 3-1.
Tabell 3-3 Effekter på odds att svara ”flytta” på frågan ”Vad skulle du välja om du var tvungen:
att vara arbetslös i ett år i väntan på ett jobb på din nuvarande bostadsort eller att flytta till en annan ort där du omedelbart kunde få likvärdigt arbete?”. År 1993 och 2001. Logistisk regression. Oddskvoter.
1993 1993 2001 2001 Modell 1 Modell 2 Modell 1 Modell 2 Anställningstyp
Fast (ref.) 1 1 1 1
Tidsbegränsad 1,81** 1,22 1,39** 0,93
Kön
Kvinna (ref.) 1 1
Man 1,81**** 1,54****
Ålder
16-24 år 5,77**** 4,23****
25-39 2,63** 2,74****
40-54 2,12** 1,61***
55-64 (ref.) 1 1
Civilstånd
Gift/samboende (ref.) 1 1
Ensamstående 2,05**** 1,84****
Hemmavarande barn
Ja (ref.) 1 1
Nej 0,97 1,82****
Socioekonomisk ställning
Arbetare (ref.) 1 1
Tjänstemän på lägre eller
mellannivå 1,77*** 1,75****
Högre tjänstemän 3,34**** 3,30****
Konstant 0.44**** 0,79**** 0.42**** 0,07****
Nagelkerke R2 0,009 0,151 0,004 0,158
n 946 944 2210 2207
Signifikansnivåer: **** =p<0,001; ***=p<0,01; **=p<0,05; *=p<0,10.
När vi i modell 2 introducerar kontrollvariablerna förändras dessa skillnader och de blir inte längre statistiskt signifikanta. År 1993 är oddset visserligen 22 procent högre för de tidsbegränsat anställda än för de fast anställda, men det resultatet är inte pålitligt i statistiskt hänseende. För år 2001 pekar oddskvoten inte ens i förväntad riktning. Det är uppenbarligen andra faktorer än anställningsform vilka främst har betydelse för an-ställdas positiva inställning till att flytta geografiskt vid arbetslöshet.
Med ett enda undantag är kön, ålder, familjesituation (civilstånd och hemmavarande barn) samt socioekonomisk ställning alla klart signifikanta variabler i båda analyserna.
Kvinnor är mindre benägna att uppge flyttvilja än män medan yngre personer har en påtagligt större flyttberedskap än äldre. Att vara ensamstående är oftare förknippat med en vilja att flytta jämfört med att vara gift/sammanboende. Överraskande nog finns dock inget signifikant samband för år 1993 mellan variabeln hemmavarande barn och den beroende variabeln, men vi får däremot ett förväntat resultat i detta avseende år 2001. Också socioekonomisk ställning visar sig ha betydelse och som väntat visar sig arbetare vara minst och högre tjänstemän mest inriktade på att byta bostadsort för att få ett jobb.
Om vi så övergår till Tabell 3-4 och frågan om lönesänkning finner vi till att börja med att modell 1 bara ger ett signifikant utslag för år 1993. Regressionsanalysen för år 2001 visar inget signifikant samband mellan den oberoende och den beroende variabeln och detta ligger helt i linje med det chi2-test som redovisades i Tabell 3-2. I övrigt kan vi notera att det ursprungliga sambandet för 1993 i stort sett kvarstår oförändrat när vi tar in de övriga faktorerna. Av kontrollvariablerna är det detta år endast socioekonomisk ställning och upplevd relation till ledningen som kan påvisas ha betydelse. Tjänstemän på lägre nivå eller mellannivå är mer benägna än arbetare att godta en lönesänkning för att rädda sitt jobb. Oddskvoten för högre tjänstemän är också relativt hög men inte statistiskt signifikant (den kategorin är ju för övrigt mest flyttbenägen). Hur man lever sin relation till ledningen visar sig ge starka effekter. De respondenter som upp-fattar denna relation som mindre god väljer i mindre utsträckning att acceptera en löne-sänkning för att rädda sitt jobb. Att vissa kategorier av anställda är mer benägna än andra att säga ja till lönesänkning framför förlust av jobbet tyder på att de relativt sett betraktar sitt arbete som mer värdefullt och kanske också på att de har ett ekonomiskt utrymme för att klara av en löneminskning. I det sammanhanget tycks fast anställning spela roll och inte minst en god relation till ledningen.
Tabell 3-4 Effekter på odds att svara ja på frågan ”Om din arbetsplats hotades av nedläggning skulle du då acceptera en lönesänkning om det var enda sättet att rädda ditt jobb?”. År 1993 och 2001. Logistisk regression. Oddskvoter.
1993 1993 2001 2001 Modell 1 Modell 2 Modell 1 Modell 2 Anställningstyp
Fast (ref.) 1 1 1 1
Tidsbegränsad 0,67* 0,63* 0,85 1,01
Kön
Kvinna (ref.) 1 1
Man 1,08 1,57****
Ålder
16-24 år 1,33 1,20
25-39 1,30 1,32*
40-54 1,06 1,80****
55-64 (ref.) 1 1
Civilstånd
Gift/samboende (ref.) 1 1
Ensamstående 1,17 0,82*
Hemmavarande barn
Ja (ref.) 1 1
Nej 1,03 1,18
Socioekonomisk ställning
Arbetare (ref.) 1 1
Tjänstemän på lägre eller mellannivå 1,79**** 1,11
Högre tjänstemän 1,46 1,15
Upplevd relation till ledningen Varken god eller dålig, ganska
eller mycket dålig 0,57*** 0,58****
Ganska god 0,89 0,75***
Mycket god (ref.) 1 1
Konstant 1,57**** 1,20 0,58**** 0,38****
Nagelkerke R2 0,004 0,046 0,001 0,045
n 944 929 2212 2163
Signifikansnivåer: **** =p<0,001; ***=p<0,01; **=p<0,05; *=p<0,10.
Siffrorna för 2001 ser delvis ganska annorlunda ut. För det första finns det över huvud taget inget samband mellan anställningsform och acceptans av lönesänkning. Möjligen kan detta vara en konsekvens av att hotet om arbetslöshet inte upplevdes lika starkt eller reellt år 2001 som 1993. I stället finner vi några andra intressanta samband. Män visar sig mer benägna än kvinnor att säga ja till en lönesänkning och detsamma gäller för åldersgrupperna 25–39 och 40–54 år (och framför allt för den senare gruppen) jäm-fört med referenskategorin. Den upplevda relationen till ledningen ger ett utfall som starkt påminner om det som vi fann för 1993, men här visar sig dessutom en tydlig skillnad mellan kategorierna ”ganska” och ”mycket god”. Ensamstående är vidare mindre benägna än gifta/sammanboende att gå med på en reduktion av lönen. Det mönster som sammantaget framträder bör kunna tolkas på ungefär samma sätt som antyddes beträffande resultaten för år 1993, dvs. vi finner att acceptansen för en löne-sänkning framför allt är påtaglig bland dem för vilka det nuvarande jobbet är särskilt angeläget att försvara och som har ett visst ekonomiskt utrymme att ta av.
De resultat vi så här långt har redovisat ger alltså en något splittrad bild, men de är utan tvekan möjliga att ge en meningsfull tolkning. Det finns ingenting hittills som tyder på att – när vi kontrollerar för andra faktorer – de individer som har tidsbegränsad anställ-ning skulle vara mer benägna än de fastanställda att vara rörliga i de avseenden vi stu-derat. På en punkt förhåller det sig till och med tvärtom; utfallet år 1993 ger vid handen att de fast anställda var mer benägna att acceptera en nedåtriktad lönerörlighet. Vi ska emellertid analysera ytterligare en uppsättning data för att se efter om bilden står sig eller om den kommer att modifieras.