Аялдардын жумушчу күчүнө катышуусу (female labour force participation, FLFP) бул изилдөөдө 18–64 жаштагы аялдын иштеп жатышы же жигердүү түрдө жумуш издеп жатышы менен аныкталган бинардык эмгек рыногундагы абал. Loredana Sulejmani жана Elena Polo Батыш Балкандагы алты экономика менен коммунизмден кийинки Европа Биримдигине мүчө 11 өлкөнүн ортосундагы аялдардын жумушчу күчүнө катышуу айырмасынын канчасы аялдардын байкоого боло турган өзгөчөлүктөрүнөн, канчасы болсо ушул өзгөчөлүктөрдүн ар башка экономикалык жана институционалдык чөйрөлөрдө катышууга айланышынын айырмасынан келип чыгарын изилдешет. Изилдөө 2022 Life in Transition Survey IV маалыматтарынан түзүлгөн 6332 аялдан турган жалпы тандалмада аймактык probit моделдерин, өз ара аракеттенүү тесттерин жана сызыктуу эмес Fairlie ажыратуусун колдонот.

Негизги калк-салмакталган жыйынтыкта PCEU-11 тобунда аялдардын болжолдуу жумушчу күчүнө катышуусу %78,25, WB-6 тобунда %61,31 түзөт. Эки топтун ортосундагы 16,94 пайыздык пункт айырманын 5,72 пункту, башкача айтканда %33,8-и билим, ден соолук, жаш курак жана үй чарбасынын курамы сыяктуу байкалган өзгөчөлүктөрдүн бөлүштүрүлүшүндөгү айырмалар менен байланышкан. Калган 11,21 пункт, башкача айтканда %66,2, коэффициенттердин айырмаларын жана моделде түздөн-түз байкалбаган контексттик факторлорду чогуу камтыган түшүндүрүлбөгөн компонентте калат.

Аймактык probit жыйынтыктарында жогорку билим аялдардын жумушчу күчүнө катышуусу менен эки аймакта тең оң байланышта; бирок байланыш Батыш Балканда кыйла күчтүү. Төмөн билим деңгээли эталон катары алынганда жогорку билим WB-6 тобунда 34,5 пайыздык пунктка, PCEU-11 тобунда 15,9 пайыздык пунктка жогору катышуу ыктымалдыгы менен байланыштуу. Тескерисинче, 0–5 жаштагы ар бир кошумча бала WB-6 тобунда болжол менен 5,8, PCEU-11 тобунда болжол менен 10,1 пайыздык пунктка төмөн катышуу ыктымалдыгы менен байланыштуу.

Изилдөөнү чечмелөөдөгү негизги чектөө — себептүүлүк. Кесилиштик байкоочу дизайн билимдин, ден соолуктун, үй чарбасынын түзүмүнүн же балдардын аялдардын жумушчу күчүнө катышуусуна себептик таасирин аныктабайт. Ошол сыяктуу эле ажыратуудагы %66,2 түшүндүрүлбөгөн бөлүк белгилүү бир институттун, ЕБ мүчөлүгүнүн, бала багуу системасынын же маданий фактордун түздөн-түз таасири катары чечмелене албайт.

Батыш Балкан менен посткоммунисттик ЕБ өлкөлөрүнүн ортосунда аялдардын жумушчу күчүнө катышуу айырмасы кандай?

Изилдөөнүн негизги калк-салмакталган аналитикалык тандалмасында аялдардын жумушчу күчүнө катышуу деңгээли PCEU-11 үчүн %78,25, WB-6 үчүн %61,31; алардын ортосундагы 16,94 пайыздык пункт айырма PCEU-11 тобунун пайдасына. Бул көрсөткүч изилдөөнүн ичиндеги Fairlie ажыратуусунун баштапкы айырмасы болуп саналат жана башка маалымат булагын, жаш курак камтуусун же тандалма аныктамасын колдонгон тарыхый агрегатталган көрсөткүчтөр менен түздөн-түз бир эле статистика катары бааланбашы керек.

WB-6 тобуна Албания, Босния жана Герцеговина, Косово, Черногория, Түндүк Македония жана Сербия кирет. PCEU-11 тобуна Болгария, Хорватия, Чехия, Эстония, Венгрия, Латвия, Литва, Польша, Румыния, Словакия жана Словения кирет.

Эки топ социалисттик мезгилден калган аялдардын жогорку жумуштуулук мурасы жана 1990-жылдан кийинки экономикалык өтүү тажрыйбалары себептүү салыштырылат. Изилдөөчүлөрдүн негиздемеси боюнча, Батыш Балканды бүтүндөй Европа Биримдиги менен салыштыргандан көрө, тарыхый баштапкы шарттары окшош, бирок кийин Европа интеграциясы жана институционалдык өзгөрүү жагынан башка жолдорду басып өткөн экономикалар менен салыштыруу саясат үчүн маанилүүрөөк эталон түзөт.

Изилдөөнүн эки гипотезасы

Биринчи гипотеза жеке жана үй чарба өзгөчөлүктөрүнүн аялдардын жумушчу күчүнө катышуусу менен байланышы WB-6 менен PCEU-11 ортосунда айырмаланарын сунуштайт. Экинчи гипотеза болсо аймактык катышуу айырмасынын бир гана бөлүгү аялдардын байкалган өзгөчөлүктөрүндөгү айырмалар менен түшүндүрүлөрүн, чоң бөлүгү ушул өзгөчөлүктөрдүн жумушчу күчүнө катышууга ар башкача айланышы жана байкалбаган экономикалык/институционалдык шарттар менен байланыштуу болорун болжолдойт.

Жыйынтыктар биринчи гипотезаны жарым-жартылай, экинчи гипотезаны болсо ачык колдойт. Айрыкча жогорку билимде, жаш курак профилинде жана кичинекей балдардын болушунда аймактардын ортосунда байкаларлык айырмалар бар; ден соолук, салттуу эркек-багуучу нормасы жана нике сыяктуу айрым өзгөрмөлөрдүн байланыштары болсо эки аймакта көбүрөөк окшош.

Эмне үчүн аялдардын билим деңгээлин гана кароо жетишсиз?

Изилдөөнүн концептуалдык баштапкы чекити — адам капиталынын эмгек рыногундагы натыйжага айланышы адамдын билим деңгээлине гана көз каранды эмес экендиги. Бирдей билим деңгээлине ээ аялдар ар башка эмгек суроо-талабы, сектордук түзүм, кам көрүү инфраструктурасы, транспорт мүмкүнчүлүктөрү, социалдык коргоо системасы, иш ийкемдүүлүгү жана институционалдык чөйрө шарттарында ар башка катышуу ыктымалдыгына ээ болушу мүмкүн.

Бул айырма саясат үчүн маанилүү. Эгер аймактык айырма негизинен аялдардын билими, ден соолугу же үй чарба өзгөчөлүктөрүнөн келип чыкса, саясаттын артыкчылыгы көбүнчө жеке ресурстарды өнүктүрүү болмок. Эгер айырма негизинен бирдей өзгөчөлүктөрдүн ар башка экономикалык чөйрөлөрдө ар башка натыйжа бериши менен байланыштуу болсо, аялдардын билим деңгээлин жогорулатуу гана жетишсиз болушу мүмкүн; эмгек суроо-талабы жана институттар да өзгөрүшү керек.

Эмне үчүн жогорку билим негизги табылга?

Жогорку билим изилдөөнүн эки аймактык probit моделиндеги эң күчтүү оң байланыштардын бири. Төмөнкү орто билим же андан төмөн билим деңгээли эталон катары алынганда:

Жогорку орто билим деңгээлиндеги аймактык айырма кичине; негизги ажырым жогорку билимде чыгат. WB-6 тобунда жогорку билимдин катышуу менен байланышы PCEU-11 тобу менен салыштырганда болжол менен 18,6–19 пайыздык пунктка чоң.

Булактын талкуусуна ылайык, бул үлгү Батыш Балканда жогорку билим аялдар үчүн формалдуу жумушка кирүүдө көбүрөөк тандоочу босого же өтмөк кызматын аткарышы мүмкүн деген түшүндүрмөгө шайкеш келет. Бирок изилдөө бул механизмди түздөн-түз текшербейт; бул адабият жана өлкө деңгээлиндеги контексттик көрсөткүчтөр менен колдоого алынган түшүндүрмө.

Билимден жумушка автоматтык өтүү жок

Булактын 22–24-беттериндеги 4–6-сүрөттөр бул айырманы визуалдаштырат. Батыш Балканда аялдардын жогорку билимге жетүүсү көпчүлүк өлкөлөрдө төмөн; ошол эле учурда билимден жумушка өтүүдө жаш аялдардын NEET деңгээли жогору жана орто/жогорку билимдүү аялдардын арасында жумушсуздук жогору.

Булакта берилген 2022-жылдагы өлкөлүк көрсөткүчтөрдө жогорку билимдүү аялдардын үлүшү Босния жана Герцеговинада болжол менен %13 деңгээлинен Албанияда болжол менен %21 деңгээлине чейин өзгөрөт, ал эми айрым PCEU-11 өлкөлөрүндө %37–46 аралыгына жетет. Жаш аялдардын арасында билимде да, жумушта да, окутуу программасында да болбоо деңгээли Албанияда %22 жана Косоводо %31 деп берилсе, Чехияда, Словенияда, Хорватияда жана Эстонияда болжол менен %6–9 аралыгында.

Бул көрсөткүчтөр негизги LiTS probit моделинин бөлүгү эмес; авторлор аларды жыйынтыктардын экономикалык контекстин талкуулоо үчүн тышкы өлкө деңгээлиндеги көрсөткүч катары колдонушкан. Ошондуктан аларды микроэконометрикалык коэффициенттердин түздөн-түз себеби катары баалоого болбойт.

Кичинекей балдардын катышуу менен байланышы

0–5 жаштагы балдардын саны эки аймакта тең аялдардын жумушчу күчүнө төмөнүрөөк катышуусу менен байланыштуу. Survey-design орточо маржиналдык таасирлер:

0–5 жаш тобундагы аймактык айырма статистикалык жактан даана. Pooled interaction моделинде кичинекей бала өзгөрмөсүнүн аймактык өз ара аракеттенүү коэффициенти −0,270 жана p = 0,013. Балдар өзгөрмөлөрү бирге текшерилген Wald тести да аймактык теңдикти четке кагат: F(2,832) = 3,16 жана p = 0,043.

Булак балдардын санын категориялык түрдө текшергенде PCEU-11 тобунда биринчи 0–5 жаштагы бала болжол менен 19,6 пайыздык пунктка, экинчи бала кошумча 8,0 пайыздык пунктка; WB-6 тобунда болсо биринчи бала 9,6 жана экинчи бала кошумча 5,9 пайыздык пунктка төмөн катышуу ыктымалдыгы менен байланыштуу экенин да билдирет. Бул жыйынтык балдардын санынын сызыктуу өзгөрмөсү азайып баруучу маржиналдык байланышты орточо бир коэффициентке топтой турганын көрсөтөт.

PCEU-11 тобунда кичинекей баланын “жазасы” чоңураак болушу эмнени билдирет?

Бул табылга Батыш Балканда баланы багуу жеңилирээк дегенди билдирбейт. Булак PCEU-11 тобундаги 0–5 жаш бала коэффициентинин чоң болушун узак үйдө багуу өргүүлөрү, үч жашка чейинки балдар үчүн формалдуу багуунун чектелиши жана иштеген энелердин тандалышы сыяктуу мүмкүн болгон контексттер менен талкуулайт; бирок учурдагы кесилиштик модель бул механизмдерди себептик жактан бири-биринен ажырата албайт.

Авторлордун талкуусунда формалдуу бала багуу кызматтарына жетүү эки аймакта тең чектөөлөргө туш болушу мүмкүн. LiTS маалыматтарында алты жашка чейинки балдары бар үй чарбаларынын багуу мекемесин пайдаланарын билдирген үлүшү WB-6 тобунда болжол менен %40, PCEU-11 тобунда болжол менен %65. WB-6 тобунда багуу мекемесинин алыстыгы же баасы сыяктуу жетүү көйгөйлөрү көбүрөөк билдирилет.

Муну менен катар WB-6 тобунда буга чейин эле жумушчу күчүнөн тышкары турган аялдардын үлүшү жогору болушу жаңы бала “катышуудан чыгарган” байкалган аялдар тобун көбүрөөк тандалган кылышы мүмкүн. Демек, кичирээк болжолдонгон бала коэффициенти багуу көйгөйү азыраак экендигинин түздөн-түз далили эмес.

Ден соолук, гендердик нормалар жана нике

Өзү билдирген начар ден соолук WB-6 тобунда болжол менен 10,0 жана PCEU-11 тобунда 9,1 пайыздык пунктка төмөн аялдардын жумушчу күчүнө катышуусу менен байланыштуу. Бул эки баа бири-бирине абдан жакын жана булак ден соолукту эки аймактагы жалпы чектөө катары чечмелейт. Бирок ден соолук менен иштөөнүн багыты тескери себептүүлүккө ачык болгондуктан, жыйынтык себептик эмес.

“Эркек акча табышы, аял үй жана үй-бүлө менен алектениши керек” деген пикирге кошулуу WB-6 тобунда болжол менен 6,8, PCEU-11 тобунда 4,7 пайыздык пунктка төмөн жумушчу күчүнө катышуу менен байланыштуу. Бирок бул көз караштын эки аймактагы бөлүштүрүлүшү салыштырмалуу окшош болгондуктан Fairlie ажыратуусундагы аймактык айырмага салымы болжол менен 0,3 пункт менен чектелет.

Нике WB-6 тобунда болжол менен 3,5, PCEU-11 тобунда болжол менен 3,0 пайыздык пунктка төмөн катышуу менен байланыштуу. Аймактык айырма кичине жана WB-6 баасы айрым туруктуулук текшерүүлөрүндө алсырайт.

Шаардык жашоо жана жаш курак профили

Шаардык жашоо WB-6 тобунда болжол менен 5,9 пайыздык пунктка жогору жумушчу күчүнө катышуу ыктымалдыгы менен байланыштуу; PCEU-11 тобундаги 1,7 пункттук баа статистикалык жактан маанилүү эмес. Булак муну Батыш Балкандагы мүмкүн болгон мейкиндиктик жетүү айырмаларын изилдөө үчүн белги катары көрөт; транспорт, санариптик байланыш, бала багуу жана жергиликтүү жумушка жетүү мүмкүн болгон каналдар, бирок изилдөөдө түздөн-түз өлчөнгөн механизмдер эмес.

Катышуу жаш курак менен сызыктуу өспөйт. Болжолдонгон катышуу профили WB-6 тобунда болжол менен 40,3 жашта, PCEU-11 тобунда болжол менен 42,2 жашта чегине жетет. Булак квадраттык жаш спецификациясын беш жылдык жаш топтору менен салыштырып туруктуулук текшерүүсүнөн өткөргөн.

Изилдөөнүн ыкмасы жана жыйынтыктары

Маалымат топтому жана аналитикалык тандалма

Изилдөө EBRD жана Дүйнөлүк банктын Life in Transition Survey IV 2022 маалыматтарын колдонот. LiTS-IV өлкөлөр арасында бирдей суроо формасын жана шайкештештирилген тандоо ыкмасын колдонот. Тандалма көп баскычтуу кластердик дизайн менен түзүлөт; баштапкы тандоо бирдиктери калктын санына пропорционалдуу ыктымалдык менен тандалат, андан кийин үй чарбалары тандалып, ар бир үй чарбасынан бир бойго жеткен негизги респондент менен маек жүргүзүлөт.

Талдоо 18–64 жаштагы аял негизги респонденттер менен чектелген. Бардык модель өзгөрмөлөрү үчүн complete-case ыкмасы колдонулгандан кийин жалпы аналитикалык тандалма 6332 адамдан турат:

Ушул эле тандалма аймактык probit моделдеринде, pooled interaction моделинде, Fairlie ажыратуусунда жана негизги туруктуулук текшерүүлөрүндө колдонулган. Ошентип, модель жыйынтыктарынын ортосундагы айырмалар тандалманын курамынын өзгөрүшүнөн келип чыгуу мүмкүнчүлүгү азайтылган.

Көз каранды жана түшүндүрүүчү өзгөрмөлөр

Көз каранды өзгөрмө \(FLFP_{ic}\), аял иштеп жатса же жигердүү түрдө жумуш издеп жатса 1; болбосо 0. Булак катышуу абалын маекке чейинки жети күнгө байланыштуу өзүн-өзү билдирүүгө таянып аныктайт.

Негизги түшүндүрүүчү өзгөрмөлөр:

• жаш жана жаштын квадраты,
• 0–5 жаштагы балдардын саны,
• 6–14 жаштагы балдардын саны,
• үй чарбасында 65 жаштан жогорку адамдын болушу,
• нике абалы,
• жогорку орто билим/орто билимден кийинки билим,
• жогорку билим,
• шаардык жашоо,
• салттуу эркек-багуучу гендердик көз карашка кошулуу,
• өзү билдирген начар ден соолук,
• үй чарбасынын 10 баскычтуу субъективдүү бакубаттык тепкичиндеги орду.

Аймакка мүнөздүү probit модели

Ар бир аймак үчүн колдонулган негизги probit модели:

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

Бул жерде \(FLFP_{ic}\), \(c\) өлкөсүндөгү \(i\) аялдын жумушчу күчүнө катышуу абалы. \(\Phi\), стандарттык нормалдык бөлүштүрүүнүн кумулятивдик бөлүштүрүү функциясы. \(\alpha_r\) аймакка мүнөздүү туруктуу мүчө, \(\beta_{kr}\) түшүндүрүүчү өзгөрмөлөрдүн коэффициенттери жана \(\lambda_c\) өлкөнүн туруктуу эффекттери.

Ар башка тандалмалардагы масштаб айырмачылыктарынан улам чийки probit коэффициенттерин түздөн-түз салыштыруу көйгөйлүү болгондуктан, изилдөөнүн негизги чечмелөөлөрү орточо маржиналдык таасирлер (AME) аркылуу жүргүзүлөт. AME белгилүү бир өзгөрмөдөгү өзгөрүүнүн болжолдонгон катышуу ыктымалдыгы менен орточо байланышын пайыздык пункт түрүндө түздөн-түз чечмелөөгө мүмкүнчүлүк берет.

Pooled өз ара аракеттенүү модели

Аймактык коэффициенттер чынында эле айырмаланабы-жокпу текшерүү үчүн 17 өлкө бирге моделденген:

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

\(R_c\) булакта WB-6 үчүн 0 жана PCEU-11 үчүн 1 деп аныкталган. \(\theta_k\) мүчөлөрү өзгөчөлүктөрдүн эки аймактагы байланыштары айырмаланабы-жокпу текшерүү үчүн колдонулат. Бардык аймактык ылдыйыш өз ара аракеттенүүлөрү өзүнчө биргелешкен Wald тести менен текшерилген.

Булак ичиндеги техникалык эскертүү: Булак тексти \(R_c=0\) WB-6 жана \(R_c=1\) PCEU-11 аныктамасынан дароо кийин “оң коэффициент Батыш Балканда чоңураак таасирди көрсөтөт” деп жазат. Бул билдирүү теңдемедеги коддоо жана 2-таблицадагы белгилердин түзүлүшү менен шайкеш эмес көрүнөт. Ошондуктан Verianla баяны өз ара аракеттенүүлөрдүн багытын булакта берилген аймактык AMEлер жана 2-таблицанын белгилери менен чогуу баалап, аталган сүйлөмдү үнсүз кайра аныктабайт.

Fairlie ажыратуусу эмнени өлчөйт?

Fairlie ажыратуусу бинардык жыйынтык болгон аялдардын жумушчу күчүнө катышуусундагы эки аймактын жалпы айырмасын, аялдардын байкалган өзгөчөлүктөрүнүн бөлүштүрүлүшүндөгү айырмалар менен байланышкан “түшүндүрүлгөн” бөлүккө жана жалпы байкалган өзгөчөлүктөр менен түшүндүрүлбөгөн, коэффициент айырмаларын жана байкалбаган контекстти бирге камтыган “түшүндүрүлбөгөн” бөлүккө бөлгөн сызыктуу эмес ажыратуу ыкмасы.

Булакта колдонулган негизги ажыратуу:

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

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

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

\(\Delta FLFP\) жалпы аймактык айырма. \(\Delta FLFP^{X}\) байкалган өзгөчөлүктөрдүн бөлүштүрүлүшүндөгү айырма менен байланышкан түшүндүрүлгөн компонент. \(\Delta FLFP^{U}\) болсо жалпы айырмадан түшүндүрүлгөн бөлүк алынгандан кийин калган түшүндүрүлбөгөн компонент. \(\beta^{Pooled}\) эки топ бирге колдонулган pooled probit моделинен алынган жалпы коэффициент түзүмү.

Fairlie ыкмасы аялдарды болжолдонгон катышуу ыктымалдыгы боюнча дал келтирет. Негизги калк-салмакталган колдонмодо бирдей көлөмдөгү кичи тандалмалар байкоо салмактарына пропорционалдуу тандоо ыктымалдыктары менен replacement аркылуу алынат. Жыйынтыктар туш келди дал келтирүүнүн жана ковариаттар тартибинин 1000 кайталануусу боюнча орточолонгон.

Статистикалык белгисиздик 17 өлкө катмарынын ар биринде баштапкы тандоо бирдиктерин кайра тандоо менен жүргүзүлгөн 1000 bootstrap кайталануусу аркылуу бааланып, пайыздык %95 ишеним интервалдары берилген.

Негизги Fairlie ажыратуусунун жыйынтыгы

Bootstrap жыйынтыктарында жалпы айырманын, түшүндүрүлгөн бөлүктүн жана түшүндүрүлбөгөн бөлүктүн %95 ишеним интервалдары нөлдү камтыбайт. Жалпы айырманын баасы 16,935; түшүндүрүлгөн бөлүк 5,724; түшүндүрүлбөгөн бөлүк 11,211 пайыздык пункт.

Кайсы өзгөчөлүктөр түшүндүрүлгөн айырмага олуттуу салым кошот?

Бул төрт өзгөрмө чогуу болжол менен 3,65 пайыздык пункт салым кошот; бул жалпы катышуу айырмасынын болжол менен %21,6 бөлүгүнө жана түшүндүрүлгөн компоненттин болжол менен %63,8 бөлүгүнө туура келет.

Жаш профилинин чекиттик баасы 1,014 пункт болгонуна карабастан, %95 ишеним интервалы −0,317 менен 2,486 ортосунда болгондуктан нөлдү четке какпайт. Ошо сыяктуу эле 6–14 жаштагы балдардын, үй чарбасында улгайган адамдын болушунун, шаардык жашоонун, эркек-багуучу нормасынын жана үй чарбасынын кабыл алынган бакубаттуулугунун салымдарынын %95 ишеним интервалдары нөлдү камтыйт.

Түшүндүрүлбөгөн %66,2 кантип чечмелениши керек?

Түшүндүрүлбөгөн компонент “экономикалык институттардын таасири %66,2” же “ЕБ мүчөлүгү айырманын %66,2 үлүшүн жаратты” дегенди билдирбейт. Бул компонент бирдей өлчөнгөн өзгөчөлүктөрдүн эки аймакта ар башка коэффициенттер менен байланышта болушун, моделге кирбеген өзгөрмөлөрдү жана башка байкалбаган контексттик айырмаларды чогуу камтыйт; учурдагы дизайн аларды өз-өзүнчө аныктай албайт.

Булак эмгек суроо-талабы, жумуш мүмкүнчүлүктөрү, бала багуу кызматтары, үй-бүлөлүк саясат, социалдык коргоо, иштөөгө стимулдар, басмырлоо жана институционалдык сапат сыяктуу тармактарды мүмкүн болгон контексттер катары талкуулайт. Бирок алардын эч бири Fairlie ажыратуусундагы 11,21 пункттун түз себептик булагы катары өлчөнгөн эмес.

Туруктуулук текшерүүлөрү

Изилдөөчүлөр жыйынтыктар бир гана модель тандоосуна өтө көз карандыбы-жокпу, көптөгөн текшерүүлөр менен баалашкан:

• 25–54 жаштагы prime-age аялдар менен кайра баалоо,
• leave-one-country-out талдоолору,
• probit ордуна logit туруктуулук модели,
• квадраттык жаш түзүмүн беш жылдык жаш категориялары менен салыштыруу,
• балдардын санын сызыктуу жана категориялык түрдө моделдөө,
• үй чарбасынын бакубаттуулугун сызыктуу, квадраттык жана алып салынган түрдө текшерүү,
• variance inflation factor менен мультиколлинеардуулукту текшерүү,
• link тесттери жана маалымат критерийлери,
• decile calibration жана ROC аянты,
• Fairlie дал келтирүүсүндө ар башка туш келди уруктар жана 5000 кайталануу,
• жалпы колдоо аянты менен чектелген ажыратуу.

Жалпы колдоо чектөөсү колдонулганда жалпы тандалманын болжол менен %96 бөлүгү сакталат. Түшүндүрүлгөн компонент 5,72 пункттан 3,98 пайыздык пунктка, жалпы айырмадагы үлүшү %33,8 деңгээлинен %26,1 деңгээлине төмөндөйт; ал эми түшүндүрүлбөгөн бөлүк 11,21 пункттан болгону 11,27 пунктка өзгөрөт. Бул жыйынтык чоң түшүндүрүлбөгөн компонент альтернативдүү дал келтирүү шарттарына карата салыштырмалуу туруктуу калганын көрсөтөт.

Бул изилдөө себептик таасирди көрсөтөбү?

Жок. LiTS-IV бир мезгилдик кесилиштик микромаалыматка негизделгендиктен жана билим, ден соолук, үй чарбасынын түзүмү же киреше үчүн экзогендик эксперименттик өзгөрүү же жетиштүү инструменталдык өзгөрмө колдонбогондуктан, модель коэффициенттери жана Fairlie компоненттери шарттуу байланыштар болуп саналат; алар билимдин, балалуу болуунун, ден соолуктун же белгилүү институттун аялдардын жумушчу күчүнө катышуусуна себептик таасирин аныктабайт.

Изилдөө колдогон жыйынтыктар

• WB-6 менен PCEU-11 ортосунда аялдардын жумушчу күчүнө катышуусунда чоң аналитикалык айырма бар.
• Байкалган аял жана үй чарба өзгөчөлүктөрү бул айырманын болжол менен үчтөн бирин түшүндүрөт.
• Айырманын болжол менен үчтөн экиси коэффициент айырмалары жана байкалбаган контекст менен байланышкан түшүндүрүлбөгөн компонентте калат.
• Жогорку билим WB-6 тобунда аялдардын катышуусу менен PCEU-11 тобуна караганда кыйла күчтүү оң байланыш көрсөтөт.
• 0–5 жаштагы балдардын катышуу менен терс байланышы эки аймакта тең бар жана көлөмү PCEU-11 тобунда жогору.
• Начар ден соолук жана салттуу эркек-багуучу көз караш эки аймакта тең төмөн катышуу менен байланыштуу.

Изилдөө колдобогон жыйынтыктар

• ЕБ мүчөлүгү аялдардын катышуусун белгилүү бир пайызга көбөйтөт деген жыйынтык чыгарбайт.
• Бала багуу саясаты байкалган айырманын белгилүү бир пайызына себептик түрдө алып келгенин далилдебейт.
• Жогорку билим WB-6 тобундагы аялдардын катышуусун так 34,5 пайыздык пунктка көбөйтөт деп себептик түрдө көрсөтпөйт.
• %66,2 түшүндүрүлбөгөн компонентти бир эле институтка же маданий факторго байлабайт.
• WB-6 жана PCEU-11 ичиндеги бардык өлкөлөр бири-бирине окшош экенин көрсөтпөйт.

Саясат жагынан булак изилдөөсүнүн чыгарган жыйынтыгы

Авторлордун негизги саясаттык чечмелөөсү — аялдардын билимин жана башка жеке өзгөчөлүктөрүн гана жакшыртууга негизделген ыкма аймактык катышуу айырмасын толугу менен жабат деп күтүүгө болбойт. Жогорку билимге жетүү маанилүү бойдон калганы менен, саны көбүрөөк болгон төмөн жана орто билимдүү аялдар үчүн кесиптик билим берүү, кайра көндүмдөрдү өнүктүрүү жана формалдуу жумушка суроо-талапты кеңейтүү да маанилүү.

Бала багуу саясатын да аймактык контексттен көз карандысыз бир эле рецепт менен кароого болбойт деп сунушталат. PCEU-11 тобунда айрыкча үч жашка чейинки балдар үчүн жеткиликтүү жана баасы ылайыктуу толук күндүк багуу энелердин жумушка кайтуусун жеңилдетиши мүмкүн болгон тармактардын бири катары талкууланат; WB-6 тобунда болсо багуу кызматтарын кеңейтүү аялдардын төрөткө чейинки жумуш байланышын жана кайра кайта турган жумуш мүмкүнчүлүктөрүн бекемдеген саясаттар менен бирге каралышы керектиги айтылат.

Ден соолук, гендердик нормалар жана мейкиндиктик жетүү да саясат күн тартибине киргизилет. Бирок булак бул саясаттардын себептик таасирин өлчөгөн эмес; булар эмпирикалык табылгалар жана адабият контексти багыттаган саясаттык талкуулар.

Негизги чектөөлөр

• Маалымат кесилиштик; себептүүлүктү аныктоого болбойт.
• Ден соолук жана үй чарбасынын кирешеси сыяктуу өзгөрмөлөрдө тескери себептүүлүк болушу мүмкүн.
• Билим жана үй чарбасынын курамы катышуу чечими менен бирге аныкталышы мүмкүн.
• WB-6 жана PCEU-11 сыяктуу эки чоң топ өлкө ичиндеги жана өлкөлөр арасындагы гетерогендүүлүктү жарым-жартылай жашырат.
• Fairlie ажыратуусунун түшүндүрүлбөгөн компоненти бир эле институционалдык механизмди аныктабайт.
• Жалпы колдоодон тышкаркы айрым байкоолор, айрыкча жогорку билимдүү prime-age PCEU-11 аялдары үчүн контрфактуалдык дал келтирүүнү экстраполяцияга айландырышы мүмкүн.

Булак жана ыкма жөнүндө эскертүү

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

Авторлор: Loredana Sulejmani; Elena Polo

Жооптуу автор: Loredana Sulejmani

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

Журнал: Economies

Басма: MDPI

Жарыя түрү: Article

Библиографиялык жазуу: Economies, 2026, 14(10), 451

DOI: 10.3390/economies14100451

Тапшырылган: 4 Август 2026

Ревизия: 19 Сентябрь 2026

Кабыл алынган: 25 Сентябрь 2026

Жарыяланган: 3 Октябрь 2026

Лицензия: Creative Commons Attribution (CC BY).

Негизги маалымат булагы: Life in Transition Survey IV, 2022; EBRD жана World Bank тарабынан жүргүзүлгөн шайкештештирилген үй чарба сурамжылоосу.

Аналитикалык тандалма: 18–64 жаштагы 6332 аял; WB-6 үчүн 2453, PCEU-11 үчүн 3879 байкоо.

Негизги ыкмалар: Survey-weighted аймактык probit моделдери, орточо маржиналдык таасирлер, бириктирилген аймактык өз ара аракеттенүү модели, биргелешкен Wald тесттери, сызыктуу эмес Fairlie ажыратуусу, PSU-негизиндеги катмарланган bootstrap жана көптөгөн туруктуулук текшерүүлөрү.

Каржылоо: Изилдөө Албаниянын National Agency for Scientific Research and Innovation тарабынан каржыланган.

Этика комитети: Колдонулбайт.

Маалымдалган макулдук: Колдонулбайт.

Кызыкчылыктардын кагылышы: Авторлор кызыкчылыктардын кагылышы жок экенин билдиришет.

Автордук салымдар: Концептуалдаштыруу Loredana Sulejmani жана Elena Polo; методология, программалык камсыздоо, формалдуу талдоо, маалыматтарды башкаруу жана ресурстар негизинен Loredana Sulejmani; изилдөө Elena Polo; текшерүү, жазуу, редакциялоо, көзөмөл жана долбоорду башкаруу эки автор тарабынан жүргүзүлгөн.

AI/тилди редакциялоо эскертүүсү: Авторлор макаланы даярдоо учурунда QuillBot v44.167.3 куралын грамматиканы оңдоо жана тилди редакциялоо максатында колдонгонун; курал маалымат түзүү же изилдөөнү өз алдынча жүргүзүү үчүн колдонулбаганын жана бардык чыгарылыш авторлор тарабынан текшерилип, редакцияланганын билдиришет.

Маалымат жеткиликтүүлүгү боюнча булак ичиндеги эскертүү: Макаланын Data Availability Statement бөлүмү баштапкы маалыматтар EBRD интернет сайтында ачык экенин көрсөтөт, бирок ошол эле сүйлөмдө берилген дарек World Bank World Development Indicators барагына багыттайт. Ыкма бөлүмү болсо колдонулган негизги микромаалыматты Life in Transition Survey IV деп аныктайт. Verianla булак ичиндеги бул айырманы үнсүз оңдобойт.

Теңдеме (2) боюнча булак ичиндеги эскертүү: Булак аймактык көрсөткүчтү WB-6 үчүн 0 жана PCEU-11 үчүн 1 деп аныктаганы менен, дароо андан кийин оң өз ара аракеттенүү коэффициентин Батыш Балканда чоңураак таасир катары сүрөттөйт. Бул сүйлөм теңдеменин коддолушу жана 2-таблицадагы белгилер түзүмү менен шайкеш эмес көрүнөт; ошондуктан жыйынтыктар аймактык AMEлер менен бирге чечмелениши керек.

Визуалды кайра чийүү: Булактагы 1-сүрөттүн Fairlie салымдары, 2-сүрөттүн 1990–2022 аймактык тарыхый айырмасы жана 4–11-сүрөттөрдөгү билим, жумушсуздук, кам көрүү, төрөт, нормалар, урбанизация жана ден соолук контексти тиешелүү лицензия жана туура булак белгилөөсү менен Verianla үчүн оригиналдуу маалымат визуалдары катары кайра түзүлүшү мүмкүн.

Verianla Live ылайыктуулугу: Source-faithful Live Compare жана Live Data үчүн ылайыктуу. Айрыкча 16,94 пункттук жалпы айырманын 5,72 түшүндүрүлгөн жана 11,21 түшүндүрүлбөгөн компонентке бөлүнүшү жана маанилүү салымдардын ирети менен көрсөтүлүшү күчтүү Live Figure түзө алат. Колдонуучу саясат параметрин өзгөртүп жаңы себептик баа чыгарган симуляция булак тарабынан колдоого алынбайт.