La partecipazione femminile
al mercato del lavoro
nella provincia di Cremona*
a cura di Elena Cottini
Responsabile del Progetto: Prof. Piero Ganugi
Coordinatore scientifico: Prof. Claudio Lucifora
Febbraio, 2009
*
Rapporto predisposto per la Consigliera provinciale di Parità di Cremona. I microdati utilizzati nello studio sono stati
forniti dall’assessorato al Lavoro della Provincia di Cremona.
Presentazione
Con il prezioso aiuto dei ricercatori della statistica e degli economisti, abbiamo voluto osservare
i dati del mercato del lavoro, per far parlare i numeri e le percentuali sul tema del rapporto
delle donne cremonesi con il lavoro.
Questo punto di osservazione è indispensabile per trovare nella realtà la conferma che il
compito affidato dalla normativa alla Consigliera di parità è attuale e necessario, ancor più
nello scenario europeo, nel quale il nostro paese risulta e risulterà ancora di più nell’attuale
crisi economica,lontano dagli obiettivi del trattato di Lisbona,ovvero dal traguardo del 60% di
donne nel mercato del lavoro.
Osservare i dati con attenzione ai comportamenti della famiglia, fa scoprire ancora una volta
quanto ancora oggi le donne siano condizionate dallo status di mogli, madri e figlie. Sono molte
le giovani, o meno giovani, donne cui viene per un motivo o l’altro negato il lavoro flessibile o il
part time e sono obbligate ad abbandonare il lavoro.
Carenza di servizi adeguati e carriere negate spingono le donne a tornare a casa.
In più, si devono scontrare oggi,ed ancor più nei prossimi mesi, con la crisi i cui effetti si
abbatteranno principalmente su di loro.
E tutto ciò nonostante molti economisti insistano nell’affermare che più donne al lavoro
significherebbe maggiore sviluppo per l’economia, migliore evoluzione per la società.
Questo studio aiuta ad individuare quali politiche servono oggi nel territorio a vantaggio delle
famiglie e dello sviluppo dell’economia. Il nostro compito è discuterne con tutti coloro che per il
proprio ruolo e con il proprio lavoro queste politiche le orientano.
Uliana Garoli
Carmen Fazzi
Riassunto/Abstract
Questo lavoro analizza le determinanti della partecipazione femminile al mercato
del lavoro nella Provincia di Cremona. L’analisi empirica è stata condotta
utilizzando i microdati delle Forze di Lavoro ISTAT (2004-2007). La prima parte
dello studio presenta un’analisi descrittiva del campione e dei tassi di
partecipazione per diverse categorie di donne lavoratrici. Successivamente, la
metodologia di analisi si è basata sulla specificazione di modelli econometrici per
la stima della probabilità di partecipazione delle donne. I principali risultati
mostrano come le caratteristiche della famiglia di appartenenza (stato civile,
numero di figli,ecc.) e le modalità di conciliazione casa-lavoro (full-time versus
part-time) giochino un ruolo chiave nella decisione di una donna a partecipare al
mercato del lavoro. In questo contesto, le politiche di conciliazione tra lavoro e
cura della famiglia diventano un fattore cruciale per aumentare il tasso di
partecipazione femminile, in linea con gli obiettivi fissati dall’agenda di Lisbona,
soprattutto tra le donne con carichi familiari.
1. Introduzione
In Italia la partecipazione delle donne al mercato del lavoro è aumentata negli anni, grazie alla
crescente scolarizzazione, però il tasso di attività femminile resta ancora su livelli bassi quando è
confrontato con i dati rilevati agli altri paesi europei.
Nell’identificare le determinanti della partecipazione femminile ci si riferirà alla letteratura
economica sull’offerta di lavoro. Il modello teorico di riferimento dell’offerta di lavoro è il modello
neoclassico di scelta tra lavoro e tempo libero in cui gli individui massimizzano il loro benessere
consumando beni di mercato e tempo libero, dato il vincolo di bilancio dei salari e i redditi non da
lavoro (Becker, 1965). All’interno della famiglia le decisioni di partecipazione risultano essere
collegate alle decisioni e alle preferenze degli altri componenti e quindi le variabili che influenzano
l’offerta di lavoro, in particolare quella femminile, sono costituite anche dallo stato civile, dalla
dimensione della famiglia, dal numero di figli, oltre alle caratteristiche personali (età, titolo di
studio, etc.). Inoltre la decisione di partecipazione dipende anche da fattori come convenzioni
sociali, flessibilità del mercato del lavoro, costi relativi all’assistenza all’infanzia e disponibilità di
reali alternative allettanti nel mercato (Esveldt 2003; Jaumotte 2003; Boeri et al. 2005). Ad
influenzare le decisioni di partecipazione delle donne sono le necessità di conciliazione tra
responsabilità professionali e carichi di lavoro familiare, che pesano per lo più sulla componente
femminile del nucleo familiare, infatti è stato dimostrato ripetutamente in letteratura come la
presenza di figli piccoli o di parenti anziani che necessitano di cure influisca negativamente sulla
partecipazione femminile (Bratti e Staffolani, 2004).
La letteratura inoltre mette in luce come un ruolo non trascurabile sia giocato dalla presenza o
meno di servizi in grado di favorire tale conciliazione, così come anche l’esistenza di flessibilità nelle
opportunità di impiego disponibili (Pagani e Marenzi, 2003). La disponibilità di impieghi part time
ha un effetto positivo sulla probabilità di partecipazione delle donne, in Italia, però, la diffusione del
tempo parziale è ancora modesta, benché sia cresciuta notevolmente negli ultimi anni. Il fatto che
famiglia e lavoro possono essere obiettivi conciliabili, rappresenta una relazione cruciale per lo
sviluppo. Il legame positivo comincia a emergere nei paesi occidentali già a fine anni Ottanta: nei
contesti nei quali è maggiore il tasso di attività femminile, maggiore risulta anche il numero medio
di figli per donna.
Risulta inoltre più ridotto, nel Nord Italia, il divario nei tassi di occupazione delle donne in funzione
della loro condizione familiare. In particolare, secondo i dati forniti dall’Istat, nel Nord Italia tra le
donne single di 35-45 anni le occupate sono l’87 per cento, e si scende al 67 per cento tra le donne
in coppia con figli. Al sud i valori sono rispettivamente il 68 per cento e il 35 per cento.
Tali differenze possono essere spiegate da due effetti: tempo e reddito. Le madri che lavorano hanno
meno tempo ma più risorse economiche per avere figli. Se quindi alle maggiori opportunità di
impiego si affiancano anche adeguate politiche e strumenti di conciliazione, occupazione e fecondità
possono crescere assieme. In alcune delle regioni del Nord il ricorso agli asili nido per i bambini di
età 0-2 è superiore al 15 per cento, nel Sud è inferiore al 5 per cento. Anche se questi dati non
indicano necessariamente una relazione causale - più asili nido più figli e lavoro - ci fanno
comunque capire in quali contesti avere figli e lavorare appare più conciliabile.
Nella presente analisi si analizzano i profili di partecipazione al mercato del lavoro delle donne
lombarde cercando di identificare la peculiarità di comportamento della componente femminile
rispetto a quella maschile con riferimento ad alcune caratteristiche personali e familiari. Il capitolo
5
presenta all’inizio un’analisi descrittiva dei livelli e dell’evoluzione dei tassi di partecipazione
femminili in Lombardia, con un focus sulla provincia di Cremona nel periodo 2004-2007; quindi
prosegue identificando, attraverso un’analisi econometrica, le probabilità di partecipazione al
mercato del lavoro per alcuni individui rappresentativi.
L’analisi econometrica è basata sull’utilizzo dei microdati ISTAT Forze di lavoro per il periodo 20042007 e dei dati amministrativi INPS relativi all’archivio dei lavoratori per il periodo 1998-2001.
2. La partecipazione delle donne al mercato del lavoro in
Lombardia e a Cremona: una’analisi descrittiva
2.1. Disoccupazione e partecipazione
La scelta di lavorare e quella di avere figli fanno parte di un unico complesso di decisioni che vedono
in gioco usi alternativi del tempo di vita (procreazione, lavoro, tempo libero). Infatti, la presenza sul
mercato del lavoro si concentra nelle classi di età (da 20 a 49 anni) che coincidono con l'epoca della
riproduzione e della cura dei figli, e questo può costituire un fattore di esclusione delle donna dal
mercato del lavoro.
Come mostra la Tabella 1, i tassi di partecipazione delle donne per la provincia di Cremona hanno
raggiunto nel 2007 un livello pari alla media lombarda (51%), mentre i tassi di disoccupazione
hanno registrato una diminuzione più accentuata nella provincia cremonese (da 6.5 nel 2004 a 3.9
nel 2007) rispetto alla regione Lombardia (5.6 nel 2004 a 4.6 nel 2007). Gli uomini si mantengono
su tassi di partecipazione intorno al 70% e con tassi di disoccupazione poco inferiori al 3% sia in
Lombardia che nella provincia di Cremona.
La tabella 2 mostra per la Lombardia e per la provincia di Cremona, i tassi di partecipazione
specifici delle donne con riferimento ad alcune caratteristiche individuali e familiari.
Innanzitutto, si rilevano tassi di partecipazione più alti per le donne con titolo universitario o postlaurea rispetto alle donne con un livello di scolarità inferiore, a sostegno di un maggior
attaccamento al mercato del lavoro da parte delle donne che hanno deciso di investire
maggiormente in capitale umano.
6
Tabella 1:Tassi di disoccupazione e partecipazione, %
2004
2007
tasso di disoccupazione tasso di partecipazione tasso di disoccupazione tasso di partecipazione
Lombardia
uomo
2.88
70.26
2.61
70.76
donna
5.65
50.76
4.57
51.37
Cremona
uomo
2.85
69.41
2.46
71.26
donna
6.50
48.86
3.91
51.43
Fonte: Elaborazioni proprie, su microdati ISTAT, Rilevazione Trimestrale sulle Forze Lavoro (2004-2007).
Gli impegni domestici e i legami familiari possono rappresentare dei vincoli all’ingresso e/o
permanenza nel mercato. Lo status di coniugata e di vedova* sembrano penalizzare l’offerta di
lavoro femminile, mentre le donne che si dichiarano separate (legalmente o di fatto) o divorziate
presentano dei tassi di partecipazione elevati.
Considerazioni interessanti possono trarsi dall’analisi dei tassi di partecipazione per classi d’età. Sia
a livello regionale che per la provincia di Cremona, la fascia d’età con la più alta partecipazione è
quella centrale, 25-44. Al contrario i tassi di partecipazione delle donne più giovani sono in calo
nella fascia d’età 15-24 e 25-34. Per il primo gruppo si può pensare che il calo continui ad essere
determinato dall’effetto “aumento della scolarità” e quindi essere in realtà un indice di sviluppo
socio-economico. Infatti questa è la fascia d’età in cui le donne fanno più figli e una riduzione nel
tasso di attività può indicare la presenza di problemi nel conciliare la gestione familiare e il lavoro.
Questo aspetto ci riconduce all’importanza degli incentivi all’occupazione e delle politiche finalizzate
a conciliare carriera e famiglia.
Infine le donne con partner con istruzione più bassa tendono a partecipare al mercato del lavoro
con una maggiore frequenza.
Tra il 2004 ed il 2007 i tassi di partecipazione sono pressoché stabili, come già visto a livello
generale nella Tabella1. Si possono solo rilevare piccole differenze nei tassi di partecipazione delle
laureate, ma non con riferimento alle altre caratteristiche individuali .
*
L’analisi del comportamento delle vedove dovrebbe tener conto, soprattutto per le più anziane, dell’effetto
reddito derivante dall’usufruire di pensioni del coniuge defunto.
7
Tabella 2: Tassi di partecipazione per titolo di studio, stato civile, classi di età, numero
componenti della famiglia e istruzione del coniuge
Totale
Per titolo di studio
Laurea
Diploma
Medie
Elementari
Nessuno
2004
Lombardia
Cremona
0.51
0.49
2007
Lombardia
Cremona
0.51
0.50
0.82
0.68
0.48
0.15
0.09
0.83
0.72
0.49
0.13
0.07
0.76
0.68
0.46
0.11
0.13
0.79
0.69
0.51
0.13
0.03
per stato civile
Single
Coniugata
Separata di fatto
Separata legalmente
Divorziata
Vedova
0.63
0.49
0.74
0.76
0.77
0.14
0.62
0.47
0.59
0.94
0.81
0.13
0.62
0.49
0.76
0.80
0.68
0.18
0.60
0.51
0.84
0.74
0.66
0.14
Classi di età
15-24
25-34
35-44
45-54
55-64
65-74
0.42
0.81
0.77
0.63
0.18
0.02
0.42
0.80
0.75
0.62
0.17
0.01
0.34
0.78
0.78
0.68
0.22
0.02
0.37
0.78
0.78
0.68
0.24
0.03
Istruzione del coniuge (*)
Stesso livello di istruzione del coniuge
Nd
Nd
0.61
0.61
Livello di istruzione più basso del coniuge
Nd
Nd
0.58
0.59
Livello di istruzione più alto del coniuge
Nd
Nd
0.68
0.67
Fonte: Elaborazioni proprie, su microdati ISTAT, Rilevazione Trimestrale sulle Forze Lavoro (2004-2007). (*) Le variabili
relative alle caratteristiche del Partner sono disponibili per l’anno 2006 e 2007, quindi “Nd” indica dato non disponibile.
Nell’ipotesi che esistano diversi modello di comportamento in termini di partecipazione a seconda
del genere (Rubery, 1999) ora consideriamo i differenziali di genere nella partecipazione al mercato
del lavoro in Lombardia e a Cremona. I risultati sono riportati nella Figura 1.
Per il periodo in analisi, in Lombardia emergono tassi di partecipazione più elevati per gli uomini
rispetto alle donne, anche se nel tempo vi è stata una riduzione dei differenziali di genere
conseguentemente alla lenta evoluzione dei tassi di attività femminili. L’analisi di profili di
partecipazione per classi di età mostrano diversi tempi di fuoriuscita dal mercato a seconda del
genere. Le donne escono dal mercato intorno ai 32 anni mentre gli uomini dopo i 50 anni.
8
55-59
60-64
65-69
70-74
0
60-64
65-69
0.3
0.3
0
0.1
0
Fonte: Elaborazioni proprie, su microdati ISTAT, Rilevazione Trimestrale sulle Forze Lavoro (2006-2007).
0.2
0.1
0.2
50-54 55-59
0.4
0.4
45-49
0.5
0.5
40-44
0.6
0.6
35-39
0.7
0.7
30-34
0.8
0.8
20-24 25-29
0.9
0.9
15-19
1
uomini
1
donne
70-74
0
0.1
Tassi di partecipazione per classi di età, Cremona 2004
0.2
0.1
0.2
50-54
0.3
0.3
45-49
0.4
0.4
40-44
0.5
0.5
35-39
0.6
0.6
30-34
0.7
0.7
25-29
0.8
0.8
20-24
0.9
0.9
15-19
1
uomini
1
donne
Tassi di partecipazione per classi di età, Lombardia 2004
15-19
15-19
20-24
20-24
30-34 35-39
40-44
45-49
50-54
uomini
55-59
25-29
30-34
35-39
40-44
donne
45-49
50-54
uomini
55-59
60-64
65-69
60-64 65-69
Tassi di partecipazione per classi di età, Cremona 2007
25-29
donne
Tassi di partecipazione per classi di età, Lombardia 2007
Figura 1:Tassi di partecipazione maschili e femminili per classi di età quinquennali, Lombardia e Cremona (2004 vs 2007)
70-74
70-74
I tassi di attività degli uomini nella fascia di età 30-49 anni risultano pressoché costanti e sono
sempre superiori a quelli delle altre classi di età. Tuttavia il differenziale di genere più elevato si
registra per la classe di età 50-54 anni, per cui il differenziale è del 31% in media. Invece, per le
donne il passaggio dalla classe di età 35-39 alla classe 40-44 è caratterizzato da una caduta dei tassi
di partecipazione di circa il 5% su tutto il periodo. Al passare del tempo, la distanza tra le due curve
di partecipazione delle donne e degli uomini si è ridotta, ed in particolare per la fascia di età tra i 40
e i 60 anni a causa dell’aumento della partecipazione al mercato delle donne di questa classe di età
(Figura 1).
Come già abbiamo evidenziato nella Tabella 1, che mostrava la variazione dei tassi di disoccupazione
per genere, si evidenzia una riduzione più marcata della disoccupazione femminile negli ultimi
anni. E’ stato riscontrato come tale riduzione sia stata accompagnata in alcune fasi del ciclo
economico recente da un aumento del flusso di persone che escono dalla forza lavoro, facendo
prevalere un fenomeno di “scoraggiamento” che consiste nella riduzione dell’offerta di lavoro
quanto più bassa è la domanda e che riguarda in prevalenza le fasce più marginali della forza
lavoro, che, così facendo, abbandonano la ricerca di una nuova occupazione per rientrare tra gli
inattivi, come è stato sottolineato in diversi rapporti sul mercato del lavoro italiano (Istat, 2006,
2007; Cnel, 2005, 2006).
L’insieme degli inattivi è però un aggregato molto eterogeneo, caratterizzato da diversi
comportamenti verso il mondo del lavoro, che in letteratura vengono distinti in due gruppi: uno
detto forza lavoro potenziale, costituito da chi ricerca lavoro in modo non attivo, l’altro composto da
coloro che dichiarano di non cercare un’occupazione e di non essere disponibili a lavorare. La
vicinanza del primo gruppo all’area di coloro che partecipano al mercato del lavoro è stata oggetto di
attenzione di studiosi e di policy-makers data la sua ampiezza, che nel 2007 in Italia ha raggiunto
quasi i 3 milioni di individui. L’effetto di scoraggiamento e la dinamica altalenante della
partecipazione hanno evidenziato la necessità di considerare anche un indicatore che registri sia
coloro che ricercano attivamente un posto di lavoro sia i cosiddetti disoccupati scoraggiati, i quali,
secondo le classificazioni tradizionali, rientrano tra le non forze lavoro, ma che in alcuni contesti
sono molto diffusi e presentano somiglianze con i disoccupati veri e propri. Con riferimento all’Italia
il problema della classificazione dello status di non-occupazione per una corretta identificazione
della cosiddetta “zona grigia” è stato affrontato negli studi di Brandolini (2006) e Trivellato et
al.(2007).
In particolare, in molteplici analisi, è stato rilevata l’ancora scarsa partecipazione al mercato del
lavoro delle donne meno istruite, oltre che di età più elevata, sulle quali sono più visibili fattori di
scoraggiamento o di convenienza economica all’inattività.
La Tabella 3 presenta un confronto tra uomini e donne distinguendo per status occupazionale e
carichi familiari. Nel nostro campione, si nota la prevalenza dei cosiddetti disoccupati scoraggiati nel
gruppo di donne con carichi familiari sia in Lombardia che nella provincia di Cremona, mentre
sono praticamente inesistenti tra gli uomini e tra le donne senza carichi familiari. Il confronto
mostra un significativa disoccupazione “nascosta”, nel campione di donne con carichi familiari,
che fa lievitare la percentuale di lavoratori disoccupati dal 3% al 6%, nonostante nel Nord Italia in
10
presenza di un mercato del lavoro più sviluppato, la distinzione tra disoccupati e forza lavoro
scoraggiata sembra esser più lieve (Trivellato et al.2007). Infine è rilevante notare come la
percentuale di disoccupati scoraggiato nel campione sia di entità notevolmente minore tra gli
uomini*.
Tabella 3: Stato occupazione e carichi familiari, 2007
a) Lombardia
Nessun carico familiare
Occupato
Disoccupato
Scoraggiato
Inattivo
70.00
0.01
0.02
29.97
Totale
26,353
b) Cremona
Donne
Carichi Familiari
Totale
Uomini
Totale
21.67
2.75
3.78
71.79
37.58
2.74
3.76
58.03
50.89
1.33
1.00
46.77
53,719
80,072
82,103
Totale
Uomini
Totale
Occupato
Disoccupato
Scoraggiato
Inattivo
70.03
0
0
29.97
21.13
2.9
3.63
72.33
36.91
2.97
3.63
58.67
50.87
1.27
0.78
47.07
Totale
1,902
3,994
5,896
6,288
Nessun carico familiare
Donne
Carichi Familiari
Fonte: Elaborazioni proprie, su microdati ISTAT, Rilevazione Trimestrale sulle Forze
Lavoro (2004-2007). Le variabili relative alle caratteristiche del Partner sono disponibili
per l’anno 2006 e 2007.
2.2. Ore di lavoro e decisione di partecipazione
Orari di lavoro flessibili ed in particolare la possibilità di lavorare part-time costituiscono dei mezzi
per aiutare le donne a conciliare il proprio lavoro con le tradizionali responsabilità che ricoprono
all’interno della famiglia. In questo modo, le giovani madri sono in grado di continuare a lavorare
anche nel periodo in cui assistere i figli è più importante, riuscendo comunque a mantenere un
contatto con il mercato del lavoro e, allo stesso tempo, dedicarsi alla cura dei figli. Però questa
combinazione di lavoro part-time e maternità può avere effetti negativi sulle prospettive di carriera e
di guadagno delle donne.
In Italia la distribuzione dei doveri e del lavoro all’interno della coppia è la più sbilanciata in Europa,
il gap in termini di istruzione delle donne rispetto agli uomini solo recentemente si è ridotto, il
mercato del lavoro è fortemente segmentato e un elevato numero di contratti a tempo determinato
aumenta la segregazione delle donne in posizioni a basso reddito, aumentando la percezione di
insicurezza lavorativa (Addabbo 2003; Pacelli et al. 2007).
Infine, i primi tre anni dopo la nascita di un figlio in Italia sono cruciali, perché le nuove madri che
non rientrano nel mercato del lavoro in quel periodo corrono un alto rischio di esclusione definitiva
(Rondinelli, 2006). In questo contesto un ruolo importante è giocato dall’assistenza all’infanzia, ad
*
Tale statistica non è confrontabile con i tassi di disoccupazione calcolati sull’intera popolazione (n.
persone in cerca di lavoro/forza lavoro totale ) riportati in Tabella 1.
11
esempio in Italia il numero di posti disponibili in asili nidi pubblici è estremamente limitato (Del
Boca 2003; Del Boca and Vuri 2007).
Per questa ragione in Italia, il miglior aiuto per le neo madri non è rappresentato dai servizi resi
pubblicamente disponibili ma dal network familiare, infatti la presenza di genitori nel nucleo
familiare può giocare un duplice ruolo nello spiegare la partecipazione delle donne al mercato del
lavoro: possono essere un aiuto domestico e nella cura dei figli ma rappresentare anche un ulteriore
carico familiare da gestire (Marenzi and Pagani 2003), pertanto l’effetto di tale aiuto sulla
partecipazione femminile non è ben chiaro.
Le donne di particolari gruppi di età (ad esempio quelle con figli in età pre-scolare) potrebbero
avere preferenze per orari più brevi e/o flessibili in un mercato che offre posti di lavoro ad orari
standard o comunque rigidi. Inoltre le imprese potrebbero discriminare determinati gruppi di
donne in particolari forme di lavoro e di contratto che non hanno scelto volontariamente. Il lavoro
“part-time” può essere considerato la “ combination strategy” tra famiglia e lavoro sia per le donne
che precedentemente avrebbero utilizzato la “home strategy” sia per le donne che si sarebbero
esclusivamente dedicate alla carriera (“career strategy”) (Bernhardt,1988).
Il lavoro a tempo parziale è abbastanza sviluppato in Lombardia rispetto all’Italia e verosimilmente
si diffonderà in futuro osservando il suo trend di crescita degli ultimi anni. Può peraltro diventare
uno strumento importante per il mercato del lavoro, dal momento che permette di mantenere un
legame professionale nei diversi periodi di transizione della vita (lavoro-istruzione, lavoro-famiglia)
e riduce l'area delle persone inattive.
Nella figura 2 presentiamo l’analisi della distribuzione dell’occupazione per numero di ore
abitualmente lavorate nella settimana di riferimento per il nostro campione. Si nota come le donne
più giovani siano quelle che presentano una concentrazione più elevata intorno alle 40 ore
settimanali (si riscontra però una riduzione tra il 2004 e il 2007 per le donne entro i 40 anni).
Invece, si nota una incidenza relativamente più elevata per orari più corti (intorno alle 20 ore
settimanali) per le donne ultra quarantenni ed ultracinquantenni sia per l’intera regione che nella
provincia di Cremona.
Confrontando le distribuzioni degli orari di lavoro per il 2007 ed il 2004 si vede una riduzione delle
differenze tra le diverse classi di età dovuta ad una diminuzione delle occupate con orari standard
per le donne con meno di cinquant’anni.
In generale, nel 2007 la distribuzione delle occupate per numero di ore lavorate risulta essere
leggermente più dispersa rispetto al 2004 per tutte le classi di età sia in Lombardia che a Cremona.
Tale evidenza è a sostegno di una lenta diffusione delle altre tipologie di lavoro e di orario più
flessibili, alternativi alla classica settimana lavorativa di 40 ore/5 giorni. La tendenza ad un maggior
utilizzo di forme di lavoro non standard si può notare anche dalla Figura 3, nella quale viene
riportata la composizione dell’occupazione per tipologia di contratto in Lombardia e a Cremona nel
2004 e nel 2007. Nel 2007 il 29% delle donne in Lombardia ed il 27% a Cremona sono occupate
con un contratto part-time. Tale quota è più elevate per le donne di 35-44 anni sia in Lombardia
(32%) che a Cremona (34%), per le quali è più probabile la presenza nel nucleo familiare di figli in
età pre-scolare, in fatti vi è un’elevata incidenza delle donne che utilizzano il part-time in questa
fascia di età per carichi familiari (68% delle occupate part-time in Lombardia e il 64% a Cremona).
12
20
20
15-29
40-49
40
x
Cremona,2004
15-29
40-49
40
x
30-39
50+
30-39
50+
60
60
80
80
0
0
Fonte: Elaborazioni proprie, su microdati ISTAT, Rilevazione Trimestrale sulle Forze Lavoro (2004-2007)
0
0
Lombardia,2004
20
20
15-29
40-49
40
x
Cremona,2007
15-29
40-49
40
x
Lombardia,2007
Figura 2: Ore abitualmente lavorate dalle donne occupate al variare dell’età in Lombardia
.25
kdensity orelav
.1
.15
.2
.05
0
.08
kdensity orelav
.04
.06
.02
0
.15
kdensity orelav
.05
.1
0
.1
.08
kdensity orelav
.04
.06
.02
0
30-39
50+
30-39
50+
60
60
80
80
30
20
10
0
30
20
10
0
Fonte: Elaborazioni proprie, su microdati ISTAT, Rilevazione Trimestrale sulle Forze Lavoro (2006-2007).
40
40
65+
50
50
55-64
60
60
45-54
70
70
35-44
80
80
25-34
90
tempo parziale
90
15-24
15-24
15-24
25-34
25-34
35-44
45-54
35-44
45-54
tempo parziale
tempo pieno
0
0.00
Cremona, 2007
10
10.00
tempo parziale
tempo pieno
20
20.00
tempo pieno
Lombardia, 2007
Cremona, 2004
30
30.00
65+
40
40.00
55-64
50
50.00
45-54
60
60.00
35-44
70
70.00
25-34
80
80.00
15-24
90
tempo parziale
90.00
tempo pieno
Lombardia,2004
Figura 3: Composizione dell’occupazione in Lombardia per tipo di contratto, 2004 vs 2007
55-64
55-64
65+
65+
2.3. Il salario ed i differenziali uomo/donna
Concentriamoci ora su un’altra caratteristica delle donne occupate: il loro salario. Il
differenziale salariale di genere viene misurato come il rapporto tra il salario lordo delle
donne e quello degli uomini (Blau e Khan, 2000), e tale misura viene in letteratura calcolata
in diversi punti della distribuzione del reddito in quanto possono esistere differenziali diversi a
seconda della posizione dell’individuo sulla distribuzione totale del reddito. Nella Tabella 4
presentiamo un calcolo del gap salariale per tutti i lavoratori ed escludendo i lavoratori parttime, in quanto una quota elevata è rappresentata da donne e non avremmo un adeguato
numero di uomini confrontabili.
In media risulta che le donne guadagnano circa il 20-25% in meno rispetto agli uomini, il gap
risulta minore nella provincia di Cremona rispetto alla regione Lombardia.
Considerando il gap misurato al 25mo e al 75mo percentile della distribuzione dei redditi
possiamo notare come in Lombardia e a Cremona il primo sia inferiore al secondo, ad
indicare un maggiore svantaggio salariale rispetto agli uomini delle donne che si trovano nella
parte più alta della distribuzione dei redditi e una maggiore similarità delle donne con gli
uomini che si trovano nella parte più bassa della distribuzione.
Il gap salariale cosi misurato è lordo, nel senso che non tiene conto delle diverse
caratteristiche delle donne e degli uomini, soprattutto di quelle caratteristiche a cui possono
essere associati premi salariali (quali ad esempio il livello di istruzione, l’anzianità di servizio
o la tipologia di carriera).
Tabella 4: Salario settimanale femminile e maschile nel lavoro dipendente, 2004
UOMINI
Lombardia
Cremona
DONNE
Lombardia
Cremona
Tutti i lavoratori
Mediana Media
25p
410.09
398.65
476.83 327,78
434.87 330.29
Tutti i lavoratori
Mediana Media
25p
355.94
332.92
0.868
0.835
553.56
482.52
75p
Lavoratori con contratto full-time
Mediana Media
25p
75p
416.55
483.44 333.42 562.41
369.53
414.86 303.13 473.27
Lavoratori con contratto full-time
Mediana Media
25p
75p
399.7
363.85
294.5
451.78
400.1
436.53 327.29 485.83
290.89
403.46
333.03
366.98 288.54 411.12
Differenziale di genere LORDO
Tutti i lavoratori
Lavoratori con contratto full-time
RAPPORTO
Mediana Media
(wf/wm)
Lombardia
Cremona
75p
0.838
0.837
25p
75p
Mediana
Media
25p
75p
0.892
0.881
0.816
0.836
0.961
0.901
0.903
0.885
0.982
0.952
0.864
0.869
Numero
osservazioni
18338
(17502)
445 (430)
12444 (9086)
356 (250)
Differenziale
di
genere
NETTO(*)
0.22 (0.004)
0.21 (0.002)
Fonte: Elaborazioni proprie, su microdati INPS (1998-2004).
Note: (*) Standard errors riportati in parentesi; 25p indica il 25esimo percentile della distribuzione dei salari, 75p indica il
75esimo percentile nella distribuzione dei salari.
Per avere un’indicazione sul gap salariale netto, che tiene quindi conto di tutte le
caratteristiche osservabili dei lavoratori bisogna utilizzare i metodi di regressione multivariata
15
e stimare delle classiche regressioni salariali, che ci permettono di collegare il salario
settimanale dei lavoratori al tipo di professione e al settore, al livello di istruzione, all’età e al
genere dell’individuo. Il coefficiente stimato ci fornisce un indicatore del differenziale
salariale a parità delle caratteristiche individuali.
Nell’ultima colonna della Tabella 4 sono riportati i coefficienti stimati, i quali ci indicano che
le donne lombarde, a parità di tutte le altre caratteristiche, guadagnano il 20% in meno
rispetto agli uomini, ciò conferma i risultati già individuati con il calcolo del differenziale
lordo. Una volta controllato per le caratteristiche individuali osservabili il divario del
differenziale salariale tra la Lombardia e Cremona scompare quasi del tutto. Nella A1 (in
Appendice) viene mostrato l’andamento dei differenziali salariali di genere per anno, si nota
come dal 2000 in avanti il differenziale salariale uomo/donna in Lombardia risulti essere
sempre più alto rispetto al differenziale rilevato nella provincia di Cremona, ma l’effetto
rilevato non ha rilevanza statistica.
Secondo la teoria economica, la disponibilità effettiva dei potenziali lavoratori ad accettare un
lavoro si può riassumere nel concetto di salario di riserva, ossia il salario minimo che un
individuo richiede per accettare un lavoro*. Dalla tabella 5, che riporta il salario di riserva†
per uomini e donne a seconda di alcune caratteristiche individuali, si nota che il genere
sembra influenzare le aspirazioni degli individui, infatti il salario mensile di accettazione
dell’uomo risulta sempre superiore rispetto alla donna (- 14% in Lombardia e - 22% a
Cremona), una spiegazione potrebbe essere che le donne percepiscano di essere discriminate
in termini salariali nel mercato del lavoro e conseguentemente diminuiscano i loro salari di
riserva.
Riguardo all’investimento in capitale umano, emerge che il salario medio di riserva richiesto
dalle donne e dagli uomini laureati è maggiore rispetto agli altri livelli di istruzione.
Una possibile esigenza di flessibilità delle donne si traduce nell’accettazione di un salario
inferiore per le donne coniugate rispetto alle celibi, separate o divorziate. Le vedove invece
presentano un salario di riserva basso, probabilmente perché ricevono altri redditi. Anche in
questo caso per gli uomini la situazione è diversa, infatti gli uomini separati e coniugati sono
quelli che richiedono un salario più elevato.
Anche il confronto tra diverse classi di età porta ad individuare un comportamento diverso
sul livello del salario di riserva a seconda del genere. Per gli uomini all’aumentare dell’età
aumenta il salario richiesto, probabilmente perché con maggiore esperienza mirano a
posizioni più remunerate. Invece per le donne il passaggio da una classe di età ad un’altra più
avanzata segue un andamento ad U rovesciata: le trentenni-quarantenni richiedono il salario
più elevato e mentre il più basso viene richiesto dalle ultracinquantenni. In generale al variare
delle caratteristiche personali il salario di riserva delle donne sembra variare di meno rispetto
a quello degli uomini.
*
Gli individui che cercano lavoro si trovano di fronte ad una serie di costi e benefici legati alla ricerca.
Il salario di riserva è quel valore che rende uguali l’utilità attesa associata alla continuazione della
ricerca di un lavoro e l’utilità associata all’impiego che offre quel determinato salario.
†
L’indagine sulle Forze lavoro Istat presenta informazioni sulla ricerca di lavoro che comprendono
anche il livello di retribuzione minimo mensile al quale l’individuo sarebbe disposto a lavorare.
16
Tabella 5: Salario mensile di riserva per titolo di studio, stato civile e classi di età
Per titolo di studio
Laurea
Diploma
Medie
Elementari
Per stato civile
Single
Coniugato
Separato
Divorziato
Vedovo
Per classi di età
15-24
25-34
35-44
45-54
55-64
Totale
donna
Lombardia
uomo
1083.92
857.06
858.11
709.09
1387.21
995.63
1082.36
1021.41
902.56
837.74
976.04
1084.52
731.52
975.08
1275.81
1484.71
1144.15
808.66
813.25
825.06
819.15
827.65
n.d
974.89
1001.6
1240.48
978.41
n.d
831.38
941.94
867.72
842.39
649.50
863.32
849.67
1128.87
1149.46
1224.54
1300.35
1008.56
771.42
825.60
834.08
852.14
935.81
731.04
941.43
980.25
1003.59
1083.73
1132.36
945.21
donna
Cremona
uomo
871.78
764.82
811.60
1013.30
931.38
996.86
998.16
1026.18
Fonte: Elaborazioni proprie, su microdati ISTAT, Rilevazione . Trimestrale sulle Forze Lavoro (2004-2007)
Nota: N.d indica dato non disponibile.
3. La probabilità
probabilità di partecipare al mercato del lavoro
Ai fini delle possibili implicazioni di policy, è importante individuare i fattori determinanti la
probabilità di partecipare al mercato del lavoro delle donne.
Scopo di questa sezione è un'analisi multivariata, basata sui dati della Rilevazione trimestrale
sulle forze di lavoro (RTFL) dell'ISTAT, degli effetti delle diverse caratteristiche personali delle
donne, dei loro partner, degli altri componenti del nucleo familiare e dell'area geografica in
cui risiedono sulla partecipazione al mercato del lavoro e sulla tipologia della stessa (part-time
vs tempo pieno). Nella nostra analisi ci proponiamo di rispondere alle seguenti domande:
Quali sono i fattori individuali e familiari che accrescono la probabilità di
partecipazione delle donne?
Il part-time rappresenta una forma di partecipazione in grado di conciliare gli impegni
lavorativi delle donne con quelli familiari? Ovvero, le donne con maggiori carichi
familiari manifestano una preferenza per il part-time?
E’ in particolare cruciale cercare di distinguere l’influenza esercitata da fattori di offerta, dal
momento che gli interventi di policy eventualmente necessari per incentivare la partecipazione
possono variare notevolmente a seconda di come tale probabilità dipenda dalle caratteristiche
individuali. Consideriamo quindi un campione di N donne, supponiamo di osservare un
17
insieme di caratteristiche individuali, ivi compresa una variabile che indica se l’individuo è
occupato, disoccupato oppure inattivo. Può essere allora importante ai fini del concepimento
di politiche attive per il mercato del lavoro individuare le caratteristiche associate allo status di
partecipazione. In altre parole, è rilevante capire cosa determina la probabilità che l’evento
“l’individuo partecipa al mercato” si realizzi. In questo contesto la variabile sotto esame è un
evento dicotomico e l’interesse è quindi rivolto alle determinanti di tale evento, ovvero alle
determinanti della probabilità che l’evento (“l’individuo partecipa al mercato”o “l’individuo
partecipa con un lavoro part-time”) si realizzi. Poiché le variabile d’interesse sono di natura
binaria (cioè, assumono valore 1 se l’individuo partecipa al mercato del lavoro oppure se
partecipa con un contratto part-time, zero altrimenti), le probabilità di interesse sono quindi
stimate con l’ausilio di modelli probit univariati‡ indipendenti§. Nelle nostre stime, l'universo
di riferimento è quello delle donne di età compresa tra 15 e 64 anni; ognuna di esse può
trovarsi nella situazione di forza lavoro o in quella di inattività.
Le variabili di cui si vuole stimare l’effetto sulle probabilità di partecipazione/lavorare parttime comprendono: a) variabili individuali (età, livello di istruzione, stato civile, zona di
residenza); b) variabili relative alla caratteristiche del partner (età e livello di istruzione); c)
variabili familiari (numero di figli e presenza di altri carichi familiari nel nucleo familiare).
Al fine di indagare nel modo più accurato possibile, con i dati a disposizione, la probabilità di
partecipazione(lavorare con un contratto part-time) al mercato del lavoro si è provveduto a
stimare tre specificazioni del modello.
In primo luogo si è considerato l’effetto delle sole caratteristiche individuali (Tabella 6), in
secondo luogo si sono aggiunte alla specificazione originaria le caratteristiche del partner
(Tabella 7) ed infine si includono le caratteristiche del nucleo familiare (Tabella 8). Le stime
vengono effettuate per l’intero campione lombardo (colonne I e II) e quindi per la sola
provincia di Cremona (colonne III e IV), al fine di individuare eventuali differenze territoriali.
La letteratura ha ampiamente discusso la potenziale endogeneità delle decisioni individuali
relative alla fecondità (il numero dei figli e la distribuzione nel tempo delle nascite) rispetto a
quelle relative alla partecipazione al mercato del lavoro (si vedano ad esempio Nakamura e
Nakamura 1992 e Browning 1992), per altre variabili, come quelle relative ai partners o quelle
territoriali, sulle quali le donne hanno un controllo molto meno diretto (nel senso che tali
variabili non rappresentano o rappresentano solo entro certi limiti variabili di scelta)
probabilmente l'interpretazione degli effetti stimati in termini di effetti causali (e non di
semplici correlazioni) presenta meno problemi (Bratti e Staffolani, 2004).
Nella Tabella 6, vengono presentate le stime relative alle caratteristiche individuali riportando
gli effetti marginali** e la loro significatività statistica.
‡
Il modello stimato assume la seguente forma: P (Partecipa=1)i=a1+b1Xit+ei dove X rappresenta un
insieme di caratteristiche osservabili relative alla donna nel caso della partecipazione al mercato del
lavoro, e P(Part_time=1)i= a1+b1Xit+ei ei dove X rappresenta un insieme di caratteristiche osservabili
relative alla donna nel caso della partecipazione al mercato con un contratto di lavoro part time.
§
Ad esempio l’esito part-time è condizionato all’occupazione.
**
Dal un punto di vista dell’interpretazione dei risultati è invece utile conoscere l’effetto delle variabili
esplicative sulla probabilità che l’evento d’interesse si realizzi. A tal fine vengono calcolati i cosiddetti
effetti marginali, pari alla variazione della probabilità al variare delle variabili esplicative. Si noti che,
18
L'età della donna gioca un ruolo importante nelle decisioni di partecipazione. La relazione tra
età e probabilità di partecipazione è a forma di U rovesciata. Questi risultati sono coerenti con
quelli riportati in Bratti e Staffolani (2004) e ottenuti su altri dati††.
A parità di altre condizioni, la relazione tra investimento in capitale umano delle donne e
probabilità di partecipazione al mercato del lavoro è fortemente positiva, donne con un titolo
di studio più elevato partecipano con maggiore intensità al mercato del lavoro.
Nelle stime, il riferimento è dato dall'aver conseguito una laurea o un titolo più elevato. La
nostra classificazione dei titoli di studio prevede i 4 livelli‡‡ riportati nella tabella 6.
Si nota immediatamente che l'istruzione media superiore fa diminuire di soli 6 punti
percentuali per la Lombardia ed 11 punti percentuali per Cremona la probabilità di
partecipare al mercato del lavoro rispetto alla categoria di riferimento, le donne con una
laurea o titolo superiore. L’istruzione media inferiore, diminuisce, rispetto alla categoria di
riferimento, questa probabilità tra i 22 ed i 25 punti percentuali. Infine l’aver un livello di
istruzione elementare o nessun livello di istruzione fa diminuire la probabilità di
partecipazione delle donne lombarde del 32% mentre del 35% per le cremonesi. L'importanza
dell'istruzione femminile nelle decisioni di partecipazione al mercato del lavoro è stata già
ampiamente osservata nella letteratura empirica. Per alcuni recenti contributi si vedano Del
Boca (2002), e Marenzi e Pagani (2003), e per una rassegna relativa all'Italia Bratti (2003).
Le donne single (la nostra categoria di riferimento) hanno comportamenti nel mercato del
lavoro molto differenti rispetto a quelli delle altre categorie. La loro probabilità di
partecipazione al mercato del lavoro è più elevata rispetto alle coniugate. Questo risultato era
ovviamente prevedibile; questa parte della popolazione femminile dispone con meno
probabilità di altri redditi non derivanti dall'attività lavorativa e su queste donne incombono
normalmente meno carichi familiari. Un comportamento interessante è tenuto dalle donne
divorziate o separate che presentano una probabilità di partecipazione al mercato leggermente
più elevata rispetto alle single sia a livello regionale che a Cremona.
Spostiamo l’attenzione sulle colonne II e IV della tabella 6, in cui vengono riportati gli effetti
parziali relativi al modello di partecipazione part-time. Quando si considera l'istruzione
femminile si nota l'effetto negativo monotono decrescente sulla preferenza per il tempo
parziale. Tutti gli effetti risultano statisticamente significativi al livello dell'1%. Gli effetti
marginali rispetto alle donne laureate o con un titolo più elevato variano da ca. 3% punti
percentuali per l'istruzione media superiore ai ca. 13% punti percentuali per quelle donne
con un livello di istruzione elementare o inferiore. L'effetto stimato suggerisce che
probabilmente al crescere dell'istruzione cresce anche il salario atteso dalle donne, e il relativo
effetto di sostituzione tra lavoro e tempo libero sembra dominare l'effetto reddito,
in linea di principio, esistono N effetti marginali per una stessa variabile (cioè tanti quanti gli individui
nel campione); è necessario adottare una convenzione per produrre un unico effetto marginale. Nel
nostro caso la quantità viene calcolata alla media campionaria delle variabili esplicative.
††
Altri studi hanno utilizzato i dati di Banca d’Italia trovando il medesimo effetto.
‡‡
Il primo è rappresentato dall’aver conseguito una laurea o un livello di specializzazione più elevato,
il secondo dal diploma, il terzo dalle medie, e l’ultimo dall’aver un un’istruzione pari alle elementari
o nessuna.
19
aumentando il numero di ore lavorate. Infine l’età sembra avere un effetto positivo, che però
non è facilmente identificabile in quanto non statisticamente significativo.
Tabella 6: Probabilità di partecipare al mercato del lavoro
età
eta2
coniugata
separata
divorziata
vedova
istruzione:maturità
istruzione:medie
istruzione:elementare
/nessuno
prov di residenza:Como
prov di residenza:Sondrio
prov di residenza:Milano
prov di residenza:Bergamo
prov di residenza:Brescia
prov di residenza:Pavia
prov di residenza:Cremona
prov di residenza:Mantova
prov di residenza: Lecco
prov di residenza:Lodi
anno2005
anno2006
anno2007
N.osservazioni
PseudoR2
Lombardia
(I)
(II)
P(essere
P(lavorare
occupata)
part_time)
df/dx
z
df/dx
z
0.118
102.54
0.022
38.66
-0.001
-106.56 0.000 -42.82
-0.196
-32.36
0.043
15.46
0.034
2.6
0.090
12.86
0.070
4.63
0.041
5.37
-0.103
-9.24
0.062
8.81
-0.068
-10.27
0.026
8.04
-0.217
-33.13
0.013
3.72
-0.323
-0.009
0.0003
-0.005
-0.041
-0.082
-0.016
-0.065
-0.063
-0.037
-0.047
-0.024
-0.049
-0.047
133746
0.3364
-43.49
-1.68
0.05
-0.99
-4.25
-8.08
-1.96
-7
-7.14
-3.79
-4.97
-2.76
-5.74
-3.22
-0.014
0.003
0.008
0.013
-0.014
-0.008
-0.003
-0.016
-0.005
-0.019
-0.014
-0.022
-0.002
-0.017
60934
0.1051
-3.3
1.25
3.01
4.82
-3.09
-1.72
-0.82
-3.68
-1.25
-4.3
-3.15
-5.77
-0.39
-2.44
Cremona
(III)
(IV)
P(essere
P(lavorare
occupata)
part_time)
df/dx
z
df/dx
z
0.112
31.04
0.023
14.26
-0.001
-31.96
0.001
-15.32
-0.190
-10.15
0.019
2.32
0.043
1.09
0.027
1.45
0.022
0.56
0.015
0.76
-0.144
-4.41
0.044
2.36
-0.110
-5.45
-0.0005
-0.05
-0.249
-12.85
-0.025
-2.86
-0.353
-16.47
-0.043
-3.97
-0.052
-0.026
0.028
10089
0.3402
-3.29
-1.62
1.65
-0.001
0.0001
0.009
4481
0.1051
-0.08
0.01
1.13
Nota:Statistiche z robuste per la presenza di eteroschedasticità.Categorie escluse: celibe, laureata,che vive a Varese, 2004;
Effetti marginali riportati.
Fonte: Elaborazioni proprie, su microdati ISTAT, Rilevazione Trimestrale sulle Forze Lavoro (2004-2007)
Nella tabella 7 si analizzano le caratteristiche del partner. Rispetto alle donne con partner
laureato, e a parità di altre condizioni, le donne con partner con istruzione più bassa tendono
a partecipare al mercato del lavoro con una maggiore frequenza. La partecipazione al mercato
del lavoro diminuisce all’aumentare dell’età del partner (colonne I e II). Le stime degli altri
coefficienti rimangono invariate rispetto a quanto riportato in Tabella 6, tranne per le variabili
che colgono lo stato civile. Con una specificazione più parsimoniosa in termini di
caratteristiche del partner, le donne single risultano essere quelle che partecipano più
attivamente al mercato, con un’eccezione per le separate nella provincia di Cremona.
Con riferimento alla partecipazione part-time le donne sposate o separate preferiscono
partecipare al mercato del lavoro con un minor carico di ore anche controllando per le
20
caratteristiche del partner, come già individuato in precedenza nei commenti alla stime
riportate nella Tabella 6. Ovviamente, il non disporre di altri redditi all'interno della famiglia,
ma anche il non avere una famiglia in senso proprio -donne single, quindi comunque avere
minori carichi familiari cui adempiere, spinge con maggiore probabilità le donne verso
l'occupazione full-time, come già ampiamente discusso.
Il livello di istruzione del partner, e più precisamente se il partner ha un livello di istruzione
più elevato influisce positivamente sulla probabilità di lavorare part-time, invece l’età del
partner non ha effetti statisticamente significativi sulla probabilità di partecipazione part-time.
Infine la partecipazione femminile è correlata con la presenza di figli all'interno della famiglia
ed alla presenza di ulteriori carichi nel nucleo familiare. Come regressori, in quest’ultima
specificazione, abbiamo usato il numero di figli ed una variabile che assume valore 1 se nella
famiglia sono presenti altri carichi familiari oltre ai figli, 0 altrimenti.
La presenza di figli è negativamente correlata con la partecipazione (vedi tabella 8, colonne I e
III). Tale effetto negativo e significativo potrebbe esclusivamente riflettere una semplice
correlazione piuttosto che un rapporto causale, ovvero le donne con una maggiore preferenza
per famiglie numerose potrebbero avere anche una minore preferenza per la partecipazione al
mercato del lavoro. Inoltre la presenza di altri carichi familiari riduce la probabilità di
partecipazione di circa 9 punti percentuali per la Lombardia e del doppio per la provincia di
Cremona. Non si rilevano effetti differenti rispetto alle stime precedenti in riferimento alle
variabili demografiche e caratteristiche del partner.
21
0.061
2875
0.007
2.73
(III)
P(essere occupata)
df/dx
z
0.100
11.34
-0.001
-11.77
-0.012
-4.21
-0.199
-2.42
0.314
1.62
-0.227
-1.82
-0.151
-0.97
-0.196
-4.65
-0.289
-6.87
-0.391
-8.62
-0.010
-0.32
0.023
0.84
-0.011
1253
-0.40
(IV)
P(lavorare part_time)
df/dx
z
0.001
0.11
0.00002
0.14
-0.001
-0.39
-0.012
-0.16
-0.108
-0.77
-0.129
-0.82
0.001
0.07
0.041
1.05
0.069
1.47
0.024
0.35
0.076
1.82
0.006
0.19
Cremona
Nota:Statistiche z robuste per la presenza di eteroschedasticità.Categorie escluse: celibe, laureata,che vive a Varese, 2006; Effetti marginali riportati.
Fonte: Elaborazioni proprie, su microdati ISTAT, Rilevazione Trimestrale sulle Forze Lavoro (2006-2007). Le variabili relative alle caratteristiche del
Partner sono disponibili per l’anno 2006 e 2007.
eta
eta2
eta partner
coniugata
Separata
divorziata
vedova
Maturità
Medie
Elementari/nessuno
Uomo con livello di istruzione più alto
Donna con livello di istruzione più alto
prov di residenza: Como
prov di residenza:Sondrio
prov di residenza:Milano
prov di residenza:Bergamo
prov di residenza:Brescia
prov di residenza:Pavia
prov di residenza:Cremona
prov di residenza:Mantova
prov di residenza: Lecco
prov di residenza:Lodi
anno2007
N.osservazioni
PseudoR2
Lombardia
(I)
(II)
P(essere occupata)
P(lavorare part_time)
df/dx
z
df/dx
z
0.099
32.78
0.020
4.26
-0.001
-36.31
-0.0002
-4.49
-0.008
-8.87
-0.002
-1.53
-0.217
-9.52
0.080
3.91
-0.017
-0.29
0.090
1.53
-0.110
-2.05
0.002
0.03
-0.173
-2.20
0.518
4.54
-0.048
-3.67
0.073
5.47
-0.207
-15.69
0.116
7.44
-0.325
-22.71
0.162
6.70
-0.017
-1.82
0.039
3.01
0.0004
0.05
-0.012
-1.17
0.0002
0.01
-0.023
-1.11
-0.045
-2.34
0.050
2.07
0.013
0.90
-0.019
-1.08
-0.084
-5.01
0.013
0.61
-0.088
-5.47
0.050
2.41
0.008
0.45
-0.070
-3.37
-0.015
-0.87
-0.021
-0.99
-0.025
-1.59
-0.030
-1.59
-0.050
-3.16
0.056
2.80
-0.025
-0.93
-0.049
-1.48
-0.005
-0.68
0.012
1.41
38660
16973
0.2974
0.017
0.2962
Tabella 7: Probabilità di partecipare al mercato del lavoro con caratteristiche partner
0.053
2875
0.021
2.36
-0.0085
1253
-0.32
Cremona
(III)
(IV)
P(essere occupata)
P(lavorare part_time)
df/dx
z
df/dx
z
0.116
11.93
-0.011
-0.91
-0.001
-12.21
0.0002
1.21
-0.012
-4.2
-0.002
-0.53
-0.143
-1.67
-0.052
-0.71
0.300
1.57
0.0001
0.09
-0.195
-1.46
-0.084
-0.58
-0.172
-0.87
-0.156
-1.03
-0.185
-4.33
0.030
0.77
-0.280
-6.52
0.060
1.29
-0.389
-8.48
0.006
0.09
-0.001
-0.02
0.069
1.64
0.024
0.9
0.007
0.21
-0.088
-6.3
0.075
4.56
0.191
1.95
0.155
1.18
Nota:Statistiche z- robuste per la presenza di eteroschedasticità.Categorie escluse: celibe, laureata, che vive a Varese, 2004; Effetti marginali riportati.
Fonte: Elaborazioni proprie, su microdati ISTAT, Rilevazione Trimestrale sulle Forze Lavoro (2004-2007)
eta
eta2
eta partner
coniugata
Separata
divorziata
vedova
Maturità
Medie
Elementari/nessuno
Uomo con livello di istruzione più alto
Donna con livello di istruzione più alto
Numero di figli
Altri carichi familiari
prov di residenza: Como
prov di residenza:Sondrio
prov di residenza:Milano
prov di residenza:Bergamo
prov di residenza:Brescia
prov di residenza:Pavia
prov di residenza:Cremona
prov di residenza:Mantova
prov di residenza: Lecco
prov di residenza:Lodi
anno2007
N.osservazioni
PseudoR2
Lombardia
(I)
(II)
P(essere occupata)
P(lavorare part_time)
df/dx
z
df/dx
z
0.115
34.83
-0.003
-0.53
-0.001
-37.6
0.00002
0.43
-0.008
-8.74
-0.002
-2.02
-0.176
-7.51
0.041
1.94
-0.025
-0.43
0.117
1.95
-0.102
-2
0.011
0.21
-0.166
-2.11
0.532
4.61
-0.046
-3.47
0.072
5.31
-0.204
-15.35
0.116
7.35
-0.324
-22.48
0.170
6.86
-0.013
-1.41
0.037
2.83
-0.003
-0.36
-0.008
-0.77
-0.075
-17.5
0.087
16.16
-0.088
-2.02
-0.115
-1.91
0.002
0.13
-0.026
-1.22
-0.045
-2.36
0.048
1.96
0.007
0.47
-0.015
-0.84
-0.088
-5.24
0.017
0.8
-0.086
-5.36
0.046
2.18
0.000
0.02
-0.060
-2.81
-0.020
-1.12
-0.012
-0.55
-0.030
-1.91
-0.024
-1.26
-0.048
-3.01
0.052
2.6
-0.029
-1.05
-0.052
-1.59
-0.004
-0.51
0.010
1.22
38660
16973
0.306
0.035
0.309
Tabella 8: Probabilità di partecipare al mercato del lavoro con caratteristiche partner e carichi familiari
Le variabili demografiche relative alla presenza di altri componenti del nucleo familiare
presentano un effetto particolarmente importante per la preferenza per il part-time (colonne
II e IV, tabella 8). La presenza di figli aumenta la probabilità di lavorare part-time. Questo
ribadisce pertanto che misure volte all'introduzione di opportunità di lavoro part-time o a
potenziare i servizi di assistenza all'infanzia riducendo, rispettivamente, l'orario di lavoro o
riducendo il tempo che le madri devono necessariamente dedicare alla cura dei figli (in
assenza di tali strutture esterne di assistenza) potrebbero incentivare la partecipazione
femminile. Invece la presenza di altri carichi familiari diminuisce la probabilità di lavorare
part-time. Quest’ultimo effetto pure essendo statisticamente significativo sia per la regione
Lombardia che per la provincia di Cremona risulta di non ovvia interpretazione.
3.1. Probabilità di partecipazione per alcune donne tipo
Per rendere di più facile lettura i risultati delle regressioni probit riportiamo per la provincia
di Cremona i risultati considerando degli individui stilizzati. In tabella 9 vengono presentati le
probabilità di partecipazione (seconda colonna) e di lavorare part-time (terza colonna) di
alcuni individui tipo.
Nella prima riga sono riportate le probabilità delle donne con un’età di 40 anni, laureata,
sposata, con un marito di 50 anni che ha lo stesso livello di istruzione della moglie, nel cui
nucleo familiare sono presenti due figli ed almeno un’altra persona a carico nel 2007.
Come si può notare l’età ed il titolo di studio svolgono un ruolo molto importante sia nella
decisione di partecipazione sia di lavorare part-time. Dieci anni di età in più riducono la
probabilità di partecipare di circa il 10%, mentre la probabilità di lavorare part-time è ridotta
del 40%. Alla luce di questo risultato acquistano una grande importanza le politiche attive del
mercato del lavoro volte alla posticipazione del pensionamento.
Anche l’istruzione svolge un ruolo fondamentale nelle decisioni che ci troviamo ad analizzare,
infatti l’avere un livello di istruzione più basso rispetto alla laurea riduce notevolmente la
probabilità di partecipare mentre aumenta, seppur in misura minore, la probabilità di
lavorare part-time. In particolare passando dalla laurea al diploma, la probabilità di
partecipazione diminuisce del 8%, mentre la diminuzione maggiore (del 26%) si ha passando
ad un livello di istruzione ancora più basso. La poca differenza tra diploma e laurea può
essere dovuto al fatto che il diploma ha un impatto maggiore sul valore di mercato
dell’istruzione in Lombardia (Brunello, Comi e Lucifora, 2001). Invece la probabilità di
lavorare part-time aumenta al diminuire del livello di istruzione (16% e 9% rispettivamente).
Il non prendersi cura di un bambino o di un adulto all’interno della famiglia aumenta la
probabilità di partecipare al mercato del lavoro e diminuisce la partecipazione part-time
probabilmente perché vi è meno necessità di conciliare il lavoro con la cura dei familiari, a
parità delle altre condizioni. Si può vedere che l’istruzione del partner gioca un ruolo
marginalmente importante solamente nella decisione relativa alla partecipazione al mercato,
aumentandola del 3% nel caso in cui il marito abbia un livello di istruzione più basso. Nessun
ruolo sembra avere nella decisione relativa all’orario di lavoro.
24
Infine considerando lo stato civile si nota che essere vedova e di giovane età riduce la
partecipazione al mercato del lavoro, sembra infatti che le donne vedove preferiscano il parttime. L’analisi dei comportamenti sul mercato del lavoro delle donne vedove, soprattutto per
le più anziane, dovrebbe tener conto dell’effetto reddito derivante dall’eventualità di usufruire
della pensione del coniuge defunto. Inoltre una prima evidenza del disincentivo alla
partecipazione può essere data dal fatto che il tasso di attività più basso per stato civile è
proprio quello delle vedove (vedi Tabella 2, p5 ). Si rilevano differenze marginali per le
separate.
Tabella 9: Probabilità di partecipazione di alcune donne tipo nella provincia di Cremona
tipo
A
B
C
D
E
F
G
H
descrizione
Partecipazione
Donna di 40 anni, con partner di 50 anni che ha lo stesso
livello di istruzione, laureata, sposata, 2 figli ed altri
carichi familiari, nel 2007.
89.5
Effetto dell'età sulla decisione di partecipazione: età pari
80.04
a 50 anni
Effetto dell'istruzione sulla decisione di
partecipazione:istruzione elementare
66.5
Effetto dell'istruzione sulla decisione di
partecipazione:diplomata
81.5
Effetto del carico familiare sulla decisione di
partecipazione: né figli né altri carichi
92.6
Effetto dell'istruzione del partner sulla probabilità di
partecipazione: partner con istruzione più bassa
92.3
Effetto dello status civile sulla decisione di
92.1
partecipazione:separata
Effetto dello status civile sulla decisione di
partecipazione:vedova
70.3
Fonte: Elaborazioni proprie, su microdati ISTAT, Rilevazione Trimestrale sulle Forze Lavoro (2004-2007)
25
Part-time
42.6
25.8
50.8
46.2
16.4
41.3
34.3
67.2
Box 1: Un modello probit bivariato con selezione
La scelta di lavorare part-time o full-time è osservabile solo per le donne che lavorano, le
quali possono rappresentare un campione non random dell’intera popolazione.
Un modo per risolvere questo problema di selezione consiste nello stimare
congiuntamente la probabilità di essere occupate e la probabilità di lavorare part-time,
assumendo l’esistenza di correlazione tra i fattori non osservabili (ovvero, i termini di
errore) delle due equazioni. Si tratta quindi di stimare un modello probit bivariato con
selezione (Greene 2000, Van de Ven e VanPraag, 1981) che tiene conto della selezione
nell’occupazione, che ci permette di controllare per una serie di caratteristiche della
popolazione femminile che possono influenzare la probabilità di lavorare con un orario
ridotto ( ε1i ed ε 2i sono distribuiti come una normale bivariata con media uguale a zero,
varianza uguale a 1e correlazione uguale a ρ). Questo modello stima la probabilità di
lavorare part-time controllando per una serie di caratteristiche inosservabili che
determinano la partecipazione e quindi l’essere occupato part-time. La specificazione
bivariata utilizzata fa in modo che due outcome di riferimento (partecipazione e lavorare
con una contratto part-time) siano influenzati dagli stessi fattori inosservabili, tenendo in
considerazione che non si osserva l’occupazione partime se la donna non lavora.
L’identificazione econometria del modello può avvenire sia tramite la sua forma non
lineare, sia grazie all’individuazione di fattori Z che influenzino la decisione di
partecipare, ma non la scelta di ore lavorate. In questo contesto, a causa della limitatezza
dei dati, non è stato possibile trovare uno strumento che soddisfi le condizioni sopra
indicate. Tuttavia, proprio al fine di indagare la questione della selezione non casuale del
campione si procederà ad una stima probit bivariata in cui l’identificazione avviene
attraverso la sola forma funzionale.
Le stime del modello bivariato, in Tabella B2, mostrano dei risultati in linea con le stime
precedenti (riportate in Tabella 8, colonna II e IV) per l’equazione che stima la probabilità
di partecipare al mercato sia per l’intera regione che per la provincia di Cremona. Risultati
più interessanti si ottengono dall’equazione che stima la probabilità di partecipare al
mercato del lavoro con un contratto part-time. In particolare, si rileva che l’età influenza
positivamente la probabilità di lavorare part-time, ed assume un andamento ad U
rovesciata come nel caso della partecipazione, probabilmente a causa di una lenta ma
progressiva diffusione delle nuove forme di lavoro e di orario più flessibile.Infine si ha una
maggiore significatività in termini statistici (al livello dell’1%) della variabile che cattura la
presenza di ulteriori carichi familiari all’interno del nucleo familiare, che sembra
influenzare negativamente la probabilità di lavorare part-time.
26
Tabella B2: Probabilità di partecipare al mercato del lavoro con caratteristiche partner
e carichi familiari
Lombardia
Cremona
P(essere occupato)
df/dx
z
df/dx
z
eta
0.114
35.97
0.115
12.68
eta2
-0.001
-39.08
-0.001
-12.93
eta partner
-0.008
-8.92
-0.013
-4.46
coniugata
-0.171
-7.53
-0.163
-1.92
Separata
-0.046
-0.9
0.303
1.77
divorziata
-0.100
-2.09
-0.215
-2.11
vedova
-0.138
-1.83
-0.215
-1.57
Maturità
-0.047
-3.61
-0.184
-4.51
Medie
-0.200
-16.07
-0.282
-7.43
Elementari/nessuno
-0.318
-26.63
-0.389
-10.71
-0.07
Uomo con livello di istruzione più alto
-0.012
-1.26
-0.002
Donna con livello di istruzione più alto
-0.003
-0.38
0.022
0.83
Numero di figli
-0.065
-15.59
-0.072
-5.43
Altri carichi familiari
-0.092
-2.27
0.187
1.94
prov di residenza: Como
-0.002
-0.14
prov di residenza:Sondrio
-0.038
-2.01
prov di residenza:Milano
0.004
0.27
prov di residenza:Bergamo
-0.083
-5.14
prov di residenza:Brescia
-0.082
-5.29
prov di residenza:Pavia
-0.001
-0.07
prov di residenza:Cremona
-0.020
-1.15
prov di residenza:Mantova
-0.030
-1.95
prov di residenza: Lecco
-0.048
-3.15
prov di residenza:Lodi
-0.031
-1.15
anno2007
-0.003
-0.36
0.051
2.33
P(lavorare partime)
eta
0.291
18.71
0.028
7.22
eta2
-0.035
-21.61
0.000
-8.05
eta partner
-0.002
-4.13
-0.003
-1.78
coniugata
-0.002
-0.22
-0.049
-1.17
Separata
0.058
1.55
-0.040
-0.82
27
divorziata
-0.007
-0.29
-0.074
vedova
0.209
2.39
0.108
-2.71
0.77
Maturità
0.026
4.05
-0.010
-0.55
Medie
0.006
0.89
-0.019
-0.97
Elementari/nessuno
-0.035
-4.59
-0.078
-4.20
1.52
Uomo con livello di istruzione più alto
0.010
1.96
0.027
Donna con livello di istruzione più alto
-0.004
-1.03
0.008
0.59
Numero di figli
0.014
7.04
0.006
0.96
Altri carichi familiari
-0.054
-4.09
0.131
1.71
prov di residenza: Como
-0.009
-1.02
0.009
0.79
prov di residenza:Sondrio
0.006
0.61
prov di residenza:Milano
-0.004
-0.60
prov di residenza:Bergamo
-0.013
-1.58
prov di residenza:Brescia
-0.004
-0.51
prov di residenza:Pavia
-0.024
-3.02
prov di residenza:Cremona
-0.009
-1.08
prov di residenza:Mantova
-0.014
-1.91
prov di residenza: Lecco
0.008
0.96
prov di residenza:Lodi
-0.024
-1.99
anno2007
0.003
0.74
Fonte: Elaborazioni proprie, su microdati ISTAT, Rilevazione Trimestrale sulle Forze Lavoro (2004-2007)
28
4. Conclusioni ed Implicazioni di policy
Obiettivo di questo approfondimento è un’analisi della partecipazione femminile al mercato
del lavoro nella provincia di Cremona confrontata con la regione Lombardia utilizzando le
Forze di Lavoro ISTAT (2004-2007). L’evidenza empirica ha dimostrato che le caratteristiche
della famiglia di appartenenza (stato civile, numero di figli,ecc.) giocano un ruolo chiave nella
decisione di una donna a partecipare al mercato del lavoro. In particolare, tenendo conto di
queste caratteristiche, si sono analizzati i fattori che influenzano la probabilità di
partecipazione al mercato del lavoro, per individuare se esistono significative differenze
territoriali imputabili a caratteristiche socio-economiche delle donne e dei nuclei familiari di
cui fanno parte.
Una prima parte dello studio ha presentato un’analisi descrittiva del campione e un’analisi dei
tassi di partecipazione, quindi si procede con un’analisi multivariata della partecipazione della
donne al mercato del lavoro regionale e locale per isolare l’effetto netto delle caratteristiche
individuali. Per comprendere meglio la decisione di partecipazione al mercato del lavoro delle
donne si è utilizzato un modello di stima probit che permette di analizzare l’impatto netto che
ogni variabile inclusa nel modello ha sulla probabilità che la donna partecipi a parità di altre
caratteristiche, inoltre per spiegare il mercato del lavoro part-time, abbiamo utilizzato un
modello econometrico che tiene conto della decisione di lavorare e se lavorare full-time o
part-time. La probabilità di partecipazione è stata quindi stimata per ogni individuo
appartenente ai campioni utilizzando variabili relative alle caratteristiche anagrafiche, al livello
di istruzione, al contesto famigliare e territoriale.
I risultati dell'analisi econometrica hanno evidenziato come la probabilità di partecipare al
mercato del lavoro dipenda positivamente e significativamente dal livello di istruzione; donne
con titoli di studio più elevato hanno maggiori probabilità di partecipare perché possono
ambire ad impieghi più remunerativi ed hanno quindi un più elevato costo opportunità della
non partecipazione. L'istruzione elevata riduce la probabilità di essere effettivamente occupata
a tempo parziale. La relazione tra età e probabilità di partecipazione è a forma di U rovesciata,
tale risultato è in linea con un modello di ciclo di vita, inoltre bisogna anche considerare che
le generazioni femminili più giovani tendono ad essere mediamente più attive di quanto lo
fossero quelle precedenti alla stessa età, riflettendo l’effetto dei mutamenti nel livello di
istruzione medio (effetto di coorte). Se il partner ha un livello di istruzione più elevato
rispetto alla donna influisce ciò positivamente sulla probabilità di lavorare part-time, mentre
l’età del partner non ha effetti statisticamente significativi sulla probabilità di partecipazione al
mercato part-time.
La situazione familiare incide ovviamente sulle decisioni femminili. Come si è detto, la
partecipazione femminile appare fortemente correlata, e negativamente, alla presenza di figli
nella famiglia. Anche la presenza di altre persone all'interno del nucleo familiare ha un effetto
negativo sulla probabilità di partecipare al mercato del lavoro da parte delle donne. Le donne
con figli tendono a preferire il contratto part-time e a trovare effettivamente posti di lavoro con
29
questa forma contrattuale. Le donne single evidenziano una più elevata partecipazione al
mercato del lavoro e una spiccata preferenza per il contratto full-time.
Tali risultati suggeriscono che si verifica una qualche forma di uscita dal mercato del lavoro
alla nascita dei figli (riduzione della partecipazione), ma che una volta che i figli sono cresciuti
le donne si riavvicinano al mercato del lavoro, ma preferibilmente con contratti part-time.
Il Consiglio Europeo di Lisbona nel 2000 ha posto tra gli obiettivi di medio termine
dell’Unione Europea il raggiungimento entro il 2010, di un tasso di occupazione femminile
del 60%, siamo ancora lontani in Lombardia da questo. Al fine di aumentare la partecipazione
è necessario rendere il lavoro disponibile al mercato più allettante per la popolazione
femminile soprattutto quando i carichi familiari diventano più pressanti.
Abbiamo visto che il tasso di partecipazione è fortemente influenzato dal livello di istruzione,
quindi politiche volte ad aumentare il livello di istruzione e di formazione possono contribuire
a raggiungere l’obiettivo fissato dall’agenda di Lisbona. Una politica tendente ad incrementare
la partecipazione femminile dovrebbe inoltre sviluppare le strutture di assistenza all'infanzia,
incentivare la domanda di part-time da parte delle imprese, migliorare i servizi alla ricerca di
lavoro. Le politiche di conciliazione tra lavoro e cura della famiglia diventano, in questo
contesto, importanti nell’influenzare il livello di partecipazione femminile, soprattutto tra le
donne con carichi familiari. Alcuni strumenti che possono essere utilizzati per facilitare la
partecipazione delle donne e la continuità della stessa sono i congedi parentali e la riduzione
dell’orario di lavoro ma soprattutto la disponibilità di un’offerta di servizi di cura per i
familiari. Politiche basate sull’offerta di servizi, oltre a ridurre il costo netto per le casse
pubbliche, grazie alla diminuzione dell’occupazione, possono produrre effetti positivi sul tasso
di partecipazione*. Sarebbe utile anche l’utilizzo di strumenti quali le politiche attive di
promozione del lavoro femminile che rendano più facile la permanenza nel lavoro e che
sostengano l’imprenditoria femminile. La flessibilità degli orari di lavoro rappresenta un
ulteriore aspetto importante, in quanto consente alti livelli di occupazione per le madri e ne
agevola il rientro nel mercato del lavoro durante la maternità soprattutto in assenza di
adeguate politiche di conciliazione.
Anche le politiche fiscali possono influenzare la partecipazione femminile. L'introduzione di
“aliquote rosa”, ossia di una tassazione differenziata per genere è stata recentemente avanzata
da Alesina e Ichino e Karabarbounis (2007). Alla base della proposta c’è l’assunzione che a
parità di incrementi di reddito netto l’offerta di lavoro delle donne è molto più reattiva, e
quindi è maggiore la sensibilità alla detassazione. Sotto tale ipotesi di diversa elasticità
dell’offerta di lavoro tra generi, la tassazione differenziata è ottimale, perché incrementa
l’efficienza del sistema. Un sistema di aliquote differenziate per genere, più basse per le
*
Alcuni studi hanno evidenziato che le preferenze delle donne per il contratto di lavoro part-time
dipendono in grande misura dall’esistenza o meno di un’offerta di buona qualità di servizi per
l’infanzia insieme al livello di istruzione delle donne (O’ Reilly, 1996)
30
donne, incentiverebbe una maggior partecipazione da parte di queste ultime, con un
incremento dell’offerta ma creerebbe dei problemi in termini di equità†.
Al quadro fin qui descritto si deve aggiungere l’effetto che la crisi attuale sta generando
sull’occupazione in generale e su quella femminile in particolare. Tale scenario avrà forti
ripercussioni sia sul livello di partecipazione delle donne che sulla possibilità di conciliazione
vita-lavoro.
Appendice: Tabelle e Figure
Figura A1: Differenziali salariali di genere Lombardia vs Cremona (1998-2004)
diffCR
diffLO
0.85
0.83
0.81
0.79
0.77
0.75
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
Fonte: Elaborazioni proprie, su microdati INPS (1998-2004)
†
Se consideriamo due famiglie con unico genitore, uguali carichi familiari e reddito, ma in un caso
l’unico genitore è uomo, nell’altro è donna. Sarebbe contro il principio dell’equità tassare più la prima
famiglia rispetto alla seconda (Leonardi e Fiorio, 2007).
31
Bibliografia
Alesina A., Ichino A. e Karabarbounis K., (2007) "Gender Based Taxation and the Division of Family
Chores," NBER Working Papers 13638, National Bureau of Economic Research, Inc.
Addabbo T., (2003) Atypical work in Italy in a gender perspective in Del Boca D, Repetto–Alaia M
(eds) Women’s work, the family and social policy: focus on Italy in a European perspective, Peter
Lang Publishing, Inc. New York
Bernhardt, E. M. (1988), The Choice of Part-time Work among Swedish One-child Mothers,
European Journal of Population 4, 117–144.
Blau F. e Khan (2000), Gender Differences in Pay”, Journal of Economic Perspective, 14(4),.75-99
Boeri T., Del Boca D (2007) “Chi lavora in famiglia?”, www.lavoce.info
Boeri T., Del Boca D., Pissarides C. (eds) (2005) Women at work. An economic perspective. Oxford
University Press, Oxford
Brandolini A., P. Cipollone and E. Viviano (2006), “Does The ILO Definition Capture All
Unemployment?”, Journal of the European Economic Association, 4, 153-179;
Bratti M., Staffolani S.,(2004) “Il lavoro part-time e l’occupazione femminile”, rapporto di ricerca
per il Ministero del lavoro e delle politiche sociali.
Bratti M., Del Bono E., Vuri D. (2005) “New Mothers’ Labour Force Participation in Italy: the Role of
Job Characteristics”, LABOUR, Vol.19, 79-121.
Brunello, G., Comi S.e Lucifora c. (2001), “The returns to education in Italy”, in Education and
Earnings in Europe: a Cross Country Analysis of the returns to Education, editori C. Harmon, I.
Walker e N. Westergaard Nielsen, Edward Elgar.
CNEL (2003) “Maternità e partecipazione delle donne al mercato del lavoro tra vincoli e strategie di
conciliazione”, Atti, Documenti
Del Boca D (2003) Labour market participation and fertility of Italian women in Del Boca D,
Repetto-Alaia M (eds) Women’s work, the family and social policy: focus on Italy in a European
perspective. Peter Lang Publishing, Inc. New York
Del Boca D, Vuri D (2007b) “Ma fa paura l’asilo nido?”, www.lavoce.info
Del Boca D (2008) “Famiglie”, www.lavoce.info
Esveldt I (2003) “Caring for children. The childcare dilemmas that working parents face”, in Demos,
vol 19, August 2003, Special Issue
Eurostat (2005) “Reconciling work and family life in the EU25 in 2003”, Eurostat News Release.
Luxembourg, 49/2005
Hotchkiss, J.L.(2004), “Growing part time Employment among workers with disabilities:
marginalisation or opportunity?”, Economic Review Federal Reserve Bank of Atlanta, Third quarter
Hotchkiss, Julie L. (1991), “The definition of part-time employment: A switching regression model
with unknown sample selection”, International Economic Review 32, no. 4,899–917.
Jaumotte (2003) “Female Labour Force Participation: Past Trends and Main Determinants in OECD
Countries”.,Economic Department Working Papers, 376
Leonardi M. Fiorio C. (2007), “Aliquote Rosa”, www.lavoce.info
Marenzi A, Pagani L (2003) “The labour market participation of the “sandwich generation Italian
women”, XV Conferenza SIEP, Università di Pavia
33
O’Reilly J. (1996), “ Labour Adjustments through part-time work”, in Schmidt G., O’Reilly J.,
Schomann K. (eds.), International Handbook of Labour Market Policy and Evaluation, Edward Elgar;
Pacelli L, Pasqua S., Villosio C. (2007) What does the stork bring to women’s working career? LABOR
Working Paper n.58.
Rubery J., Smith M., Fagan C., (1999), “Women’s employment in Europe, Trends and prospects”,
Routledge, London.
Rondinelli C, Aassve A and Billari F (2006) “Socio-economic differences in Postponement and
Recuperation of fertility in Italy: Results from a Multi-Spell random Effect Model”, ISER Working
Paper No.46
Trivellato U., F. Bassi, A. Discenza e A. Giraldo (2005), “Transizioni e mobilità nel mercato del
lavoro italiano, 1979-2003”, Progetto MURST “Occupazione e disoccupazione in Italia: misura e
analisi dei comportamenti”, Working paper n. 62;
Van de Ven, W.P.M. e Van Pragg, B.M (1981) ,” The demand for deductibles in private health
insurance: a probit model with sample selection”, Journal of Econometrics, vol.17, 229-252.
34
Ogni eventuale errore è responsabilità esclusiva degli autori e non della Provincia.