Szerepváltozások
A női szegénység Magyarországon és Európában Gábos András – Szivós Péter
Magyarországon és a többi európai országban rendszeresen folynak olyan vizsgálatok, adatfelvételek, amelyek a jövedelem sztenderd mérésével, valamint a demográfiai-társadalmi-gazdasági háttérváltozók biztosításával lehetőséget adnak a jövedelmi szegénység és a társadalmi kirekesztés mérésére. Magyarországon a TÁRKI Háztartás Monitor vizsgálata ilyen, illetve a KSH, kapcsolódva az Eurostat koordinálásával minden tagországban megvalósuló EU-SILC (Survey on Income and Living Conditions) adatfelvételhez, állít elő ehhez kapcsolódóan adatokat. Elemzésünkben mindkét forrás legfrissebb adatait felhasználjuk. A magyarországi szegénység-elemzések rendre felhívják a figyelmet a gyermekek, a nagycsaládosok, és a romák az átlagnál jelentősen rosszabb helyzetére. Mindazonáltal, a jövedelmi helyzet és általában az életkörülmények vizsgálatát célzó kutatások kiemelten kezelik a nők helyzetét. Hasonlóképpen, a politikai gyakorlat és az ahhoz kapcsolódó stratégiák, programok is sokszor, ha nem is a programok célcsoportjaiként, de kiemelten kezelendő társadalmi csoportként veszik őket figyelembe (pl. a fogyatékkal élők vagy a romák mellett). Éppen ezért a Szerepváltozások korábbi kötetei is tartalmaztak ilyen jellegű elemzéseket, legutóbb pl. Gábos (2006). A következőkben az említett elemzés frissítését végezzük el, keresve a szegénységi kockázatok nemek közötti eltéréseit, majd veszélyeztetett csoportokat határolunk el a nők körében Magyarországon, és végül mindezt kiegészítjük egy nemzetközi kitekintéssel.
1. A férfiak és nők szegénységi kockázata Magyarországon A nők relatív jövedelmi helyzetének meghatározásakor az egyéni munkajövedelmet és a háztartásjövedelmet is alapul vehetjük. A munkajövedelem közvetlen jelzést ad az egyének jövedelemszerző képességéről, ám csak a népesség egy, a gazdaságilag aktív részének jövedelmi viszonyairól ad képet. Ezzel szemben a háztartásjövedelem a háztartás tagjainak együttes erőforrásait tükrözi. A nemzetközileg kialakult sztenderd módszertan a háztartásjövedelmet egyenlő arányban osztja meg a háztartás tagjai között, mikor a jövedelmi egyenlőtlenségeket méri, illetve amikor a jövedelmeket a sze154
Gábos András–Szivós Péter: A női szegénység Magyarországon és Európában
génységi küszöbhöz1 hasonlítja. Az egy háztartásban élő férfiak és nők jövedelmei ennek nyomán kiegyenlítődnek, és így a megfigyelt különbségek döntő része a háztartások szerkezetének eltéréseiből adódik. Mivel ez utóbbi képezi a jövedelmi szegénység számításának alapját, ezért az alábbiakban mi is döntően a háztartásjövedelemmel foglalkozunk majd. Előtte azonban, egy rövid kitérő erejéig érintjük az egyéni munkajövedelmek nemek szerinti különbségeinek problémáját is. Magyarországon, a világszerte tapasztalható mintának megfelelően, a nők keresete alacsonyabb, mint a férfiaké, ám a megfigyelt különbség időben csökkenő trendet mutat. 1986 és 1992 között a havi nettó nominálkeresettel mért nő/férfi arány 75%-ról 85%-ra emelkedett (Galasi, 2000), majd egy hosszabb, kisebb-nagyobb ingadozásokkal tarkított stagnálást követően 2005-re már 90% fölé nőtt (KSH, 2007). Galasi (2000) vizsgálta azt is, hogy milyen tényezők járulnak hozzá ehhez a különbséghez, és azt is, hogy milyen okok vezettek a rés 1986 és 1992 között megfigyelt szűküléséhez. Eredményei szerint a csökkenés mögött részben az áll, hogy a nők egyre iskolázottabbak lettek, nemcsak abszolút értelemben, hanem a férfiakhoz viszonyítva is. Számottevő szerepet játszott a trendben az is, hogy jelentősen növekedett a nők bérhozama is ebben az időszakban, vagyis a női munkavállalókra jellemző tulajdonságok felértékelődtek a munkaerőpiacon, mérsékelve a nemek közötti különbségeket. Ezen belül, mindvégig magasabb volt és kedvezőbben alakult a fiatal, gyermekvállalás előtt álló nők bérhozama. A rés szűküléséhez ugyancsak hozzájárulhatott a verseny erősödése a gazdaság szektoraiban az 1986-ot követő időszakban. A verseny erősödésének antidiszkriminációs hatása is csökkenthette a férfiak és nők kereseti különbségeit (Lovász, 2008).2 Áttérve a háztartásjövedelmen alapuló szegénység-elemzésekre, az elmúlt időszak empirikus kutatásainak eredményei szerint Magyarországon a nőket nem fenyegeti nagyobb mértékben a szegénység, mint a férfiakat. Az Eurostat adatai szerint 2007-ben a férfiak és a nők körében a szegénység kiterjedtsége egyaránt 12%-os volt (1. táblázat). Ugyanezen adatforrás alapján 2000-ig visszamenőleg szintén nem tapasztalhatunk statisztikailag szignifikáns különbséget nemek szerint.
1
A szegénységi küszöb egy olyan, jellemzően a medián- vagy az átlagjövedelem arányában megállapított jövedelemérték, melynél alacsonyabb, egy fogyasztási egységre jutó háztartásjövedelem esetén a háztartás tagjait szegénynek tekintjük. 2 A nők és férfiak kereseti különbségének alakulásával kapcsolatban Magyarországon ld. még Frey tanulmányát e kötetben. (a szerk.)
155
Szerepváltozások 1. táblázat A szegénység kiterjedtsége nemek szerint Magyarországon, 2000–2007 (%) 2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
Nők Férfiak
12 11
12 11
10 9
12 12
n.a. n.a.
13 14
16 16
12 12
Összesen
11
11
10
12
n.a.
13
16
12
Forrás: Eurostat http://epp.eurostat.ec.europa.eu/extraction/evalight/EVAlight.jsp?A=1&language=en&root=/t heme3/ilc/ilc_li02 (Letöltés dátuma: 2008. nov. 25.) Megjegyzés: az OECD2-skálával számolt ekvivalens mediánjövedelem 60%-ához tartozó szegénységi küszöb mellett. A jóléti elemzésekben a fogyasztási egységskála alkalmazásával figyelembe lehet venni a háztartás méretéből adódó méretgazdaságosságot. Az OECD2-skála az első felnőtthöz 1-es, a további felnőttekhez 0,5-es, a gyermekekhez pedig 0,3-es súlyt rendel.
Hasonlóképpen, a TÁRKI idevágó vizsgálatai szerint sem meghatározó a férfi-nő különbség a szegénységi ráták összehasonlításában, és az elmúlt másfél évtized egyetlen időszakában sem volt az. Sőt, a kilencvenes évek közepén a Magyar Háztartás Panelből az egy főre jutó jövedelem alapján becsült ráták a nők körében valamelyest alacsonyabbnak mutatkoztak. (Gábos–Szivós, 2008: M2.1–M2.2. táblázat). Minél magasabban húzzuk meg azonban a szegénységi küszöböt, annál nagyobb valószínűséggel kerülnek a nők a szegények közé. Így például, míg a mediánjövedelem felében megállapított küszöb esetében 2007-ben a férfiak 6%-a, a nők 7%-a volt szegény, addig az alsó jövedelmi ötödöt vizsgálva ugyanezek az arányok 19, illetve 24%-on alakultak. Ezek után vizsgáljuk meg, hogy mekkora szerepe van a szegénység előfordulásában a háztartásfő nemének.3 Összességében, a női háztartásfő jelenléte az átlagosnál nagyobb szegénységi kockázatot jelent a vele élők számára, hiszen a 13%-os, teljes népességre becsült szegénységi rátával szemben körükben a szegénység előfordulásának valószínűsége valamivel 15% felett van. A női háztartásfő azonban nem jelent magasabb szegénységi kockázatot, amennyiben a nem szerepét más, főként háztartásszintű kontrollváltozók (háztartásfő kora, iskolázottsága, etnikuma, a háztartás típusa, lakóhely) bevonásával vizsgáljuk (Gábos–Szivós, 2004; 2006; 2008). A Tárki Háztartás Monitor vizsgálat legutóbbi hullámainak adatain futtatott logisztikus regressziók becsült együtthatói – az egy fogyasztási egységre jutó háztartásjövedelem definíciója és a szegénységi küszöb – szerint eltérő modellek döntő többségében nem bizonyultak szignifikánsnak. (A 2007-es adatokon 3
A TÁRKI Háztartás Monitor vizsgálataiban a háztartásfő kiválasztása az alábbi lépések szerint történik: legidősebb aktív korú (2007-ben 18–62 éves) férfi, legidősebb aktív korú nő, legidősebb 62 év feletti férfi, és végül legidősebb 62 év feletti nő.
156
Gábos András–Szivós Péter: A női szegénység Magyarországon és Európában
végzett többváltozós statisztikai elemzés eredményeit a 2. táblázat foglalja össze.) Azt is megfigyelhetjük, hogy az alacsonyabb küszöbök mellett, a férfiakat tekintve referenciakategóriának, nem szignifikáns hatás előjele negatív, míg magasabb küszöbök esetében pozitív. A 2005-ös Háztartás Monitor adatok elemzésekor az OECD2-skálával4 számított mediánjövedelem 70%-ában megállapított küszöb esetében a becsült együttható szignifikáns és pozitív volt. 2. táblázat A szegénység fő meghatározói különböző ekvivalencia-skálák használata mellett, 2007 (logisztikus regressziós modell esélyhányadosai) Egy főre jutó OECD1-skála OECD2-skála jövedelem A szegénységi ráta értéke az adott ekvivalencia-skála mellett (%)
16,7
Háztartásfő neme (ref.: férfi) 0,7 Háztartásfő életkora (ref.: 60+) 18–39 éves 0,9 40–59 éves 1,7 Háztartásfő iskolai végzettsége (ref.: diplomás) Alapfokú 16,2*** Szakmunkásképző 9,5*** Érettségi 4,2*** Háztartásfő gazdasági aktivitása (ref. foglalkoztatott) Munkanélküli 4,1*** Nyugdíjas 2,1** Egyéb inaktív 3,9*** Háztartás típusa (ref.: pár, mindkét tag < 65 éves) Egyszemélyes, < 30 éves – Egyszemélyes, 30–64 éves 3,2*** Egyszemélyes, 65+ éves 0,3** Pár, legalább egy tag 65+ éves 0,3** Más háztartás gyermek nélkül 1,4 Egyedülálló szülő 22,1*** Pár 1 gyermekkel 4,6*** Pár 2 gyermekkel 8,2*** Pár 3+ gyermekkel 38,5*** Más háztartás gyermekkel 6,7***
4
12,8
12,6
0,8
1,1
0,7 1,6
0,6 1,7
11,6*** 8,5*** 2,9*
7,9 *** 6,2 *** 2,2
3,1*** 1,9** 5,3***
3,7 *** 2,1 ** 6,0 ***
– 3,9*** 0,9 0,3* 1,2 5,7*** 3,9*** 4,6*** 11,8*** 2,8***
4,3 3,8 *** 1,4 0,5 0,9 3,6 ** 3,1 *** 3,4 *** 4,4 *** 1,5
Az OECD2-skáláról lásd az 1. táblázathoz tartozó megjegyzést.
157
Szerepváltozások Egy főre jutó OECD1-skála OECD2-skála jövedelem Lakóhely (ref.: Budapest) Község Város Háztartásfő etnikuma (ref.: nem roma)
1,8* 1,3 2,7**
1,5 1,1 3,1***
2,0 * 1,5 2,9 ***
Log pseudo-likelihood Wald χ2-statisztika Pseudo R2 Súlyozatlan esetek száma
–1606 225,8 0,30 5051
–1508 157,7 0,22 5051
–1542 157,5 0,19 5060
Forrás: A táblázat Gábos–Szivós (2008) M2.6. táblázatának újraközlése. Saját számítások a TÁRKI Háztartás Monitor 2007 felvétel adatai alapján. Megjegyzés. A függő változó értékei: 0 – az adott küszöb mellett nem szegény, 1 – az adott küszöb mellett szegény. A táblázatban a változók után a referenciakategóriákat tüntettük fel. Az esélyhányadosok ebben az esetben ehhez a kategóriához képest értelmezendők. Az esélyhányadosok közül azokat tekintettük szignifikánsnak, melyek esetében a regressziós együttható ***:0,01-es, **: 0,05-ös vagy *: 0,1-es szignifikancia-szinten különbözik nullától. Az egy főre jutó és az OECD1-skálával számolt ekvivalens jövedelem alkalmazásakor a modell nem vette figyelembe az első háztartáskategóriát, tehát a 30 év alatti egyedül élőket. Ennek oka, hogy a mintában mindössze kilenc esetben fordulnak elő, és közülük senki sem szegény. Az általunk használt STATA statisztikai programcsomag minden ilyen esetben kihagyja a becslési modellből az adott változót.
A TÁRKI legfrissebb, 2007-es Háztartás Monitor adatfelvételének eredményei szerint 2007-ben a nők körében súlyosabb a szegénység, mint a férfiak között. A szegénységi rés-arány5 3 százalékponttal magasabb a nők körében, ha az egyén (férfiak 16%, nők 19%) és 2 százalékponttal (férfiak 18%, illetve nők: 20%), ha a háztartásfő nemét vizsgáljuk. A szegénységi rés-arány értékének nemek szerinti megoszlása azonban a rátánál érzékenyebb a minta-összetételre, többek között ez is magyarázhatja, hogy a 2005ös adatok szerint a férfi háztartásfővel élő szegények rosszabb helyzetben voltak, mint a női háztartásfővel élők (19%, illetve 17%). A szegénység jövedelmi dimenziója mellett más szempontokat is figyelembe vehetünk, amennyiben a társadalmi kirekesztés tágabb fogalmi keretei között vizsgálódunk. A többdimenziós szegénység keretében elsősorban az anyagi depriváció több elemét (fogyasztás, lakás stb.) és a szubjektív szegénység-érzetet vizsgálják (Gábos–Szivós, 2004; Havasi, 2006). A Havasi (2006) által számított deprivációs index nem mutat különbséget aszerint, hogy a háztartásfő férfi vagy nő. Becslései szerint ugyanakkor a jövedelmi 5
A szegénységi rés-arány azt mutatja meg, hogy a szegénységben élők jövedelme mennyire marad el attól az értéktől, amely mellett már nem tekintenénk őket szegénynek (tehát a szegénységi küszöbtől). A laekeni indikátorok között ez konkrétan a szegények mediánjövedelme és a teljes népességet jellemző mediánjövedelem 60%-ában megállapított küszöb közötti különbségnek a küszöb értékéhez viszonyított arányát jelenti.
158
Gábos András–Szivós Péter: A női szegénység Magyarországon és Európában
szegénységgel párosuló halmozott szegénység magyarázó modelljében (logisztikus regresszió) a női háztartásfőhöz szignifikáns, másfélszeres esélyhányados tartozik. Egyik korábbi elemzésünk (Gábos–Szivós, 2004) azt mutatja, hogy – akárcsak a jövedelmi szegénység esetében – az anyagi depriváció kockázatát nem növeli, ha valaki olyan háztartásban él, ahol a háztartásfő nő. Becsléseink szerint 2003-ban a depriváltak aránya a teljes népességben 11% volt, és nem tapasztaltunk statisztikailag is szignifikáns eltérést a férfi (11%), illetve a női (10%) háztartásfővel élők körében. Ezzel szemben a szubjektív szegénység-érzet számottevően erősebb a női háztartásfők körében: míg a teljes népességben 21%, a férfi háztartásfő esetében 20% volt a szubjektív szegények aránya, addig a női háztartásfővel élők körében 28% volt azok hányada, ahol a női háztartásfő úgy érezte, hogy hónapról hónapra anyagi gondjaik vannak, vagy kifejezetten nélkülözések között élnek.
3. Veszélyeztetett csoportok Megállapíthattuk tehát, hogy a szegénység kockázatát nagyon kevéssé befolyásolja az, hogy valaki férfi-e vagy nő, illetve, hogy férfi vagy női háztartásfővel él együtt. Más jellemzőkkel kombinálódva azonban már találunk olyan társadalmi-demográfiai csoportokat, melyek az átlagosnál lényegesen magasabb szegénységi kockázatúak. A 3. táblázat a háztartás típusa és a háztartásfő neme szerinti szegénységi rátákat mutatja be. Az előzőekben már szóltunk arról, hogy, amennyiben más jellemzőket nem veszünk figyelembe, a női háztartásfővel együtt élők szegénységi kockázata valamivel magasabb, mint azoké, akiknek háztartásában a háztartásfő férfi. Az oszlopok szerinti bontás azt is megmutatja, hogy melyek azok a háztartástípusok, melyek ehhez a magasabb kockázathoz hozzájárulnak. Általában elmondhatjuk, hogy az így azonosított demográfiai csoportok közül Magyarországon 2007-ben is a gyermeküket egyedül nevelők körében volt a legmagasabb a szegénység kiterjedtsége: a laekeni módszertan használata mellett 100-ból 28 ilyen háztartástag a szegényégi küszöbnél alacsonyabb jövedelemmel rendelkezezett. Hozzájuk hasonló szegénységi kockázatot a három- és többgyermekesek (24%), valamint a 40–59 éves egyedülállók (23%) esetében figyelhettünk meg. A női háztartásfőkkel élők körében azokat veszélyezteti a férfi háztartásfővel élőknél nagyobb mértékben a szegénységbe kerülés, akik egyedül élő idősek (tehát 65 év felettiek) vagy „más háztartás gyermek nélkül” típusú háztartásban élnek. Az alacsony esetszámok több háztartástípus esetében sem teszik lehetővé egyértelmű következtetések levonását. Szembetűnő azonban, hogy a gyermeküket egyedül nevelő anyák kisebb, de legalábbis nem nagyobb szegénységi kockázattal élnek, mint az apák. Ez utóbbiak azonban annyira kevesen vannak, hogy az állítás csak nagyfokú bizonytalansággal fogalmazható meg, bár valamelyest alátá159
Szerepváltozások
masztja azt, hogy a 2005-ös adatok is hasonló képet mutatnak. Ha az alacsony esetszám ellenére, kísérletet teszünk a gyermekeiket egyedül nevelő férfiak és nők összetételének vizsgálatára, megállapíthatjuk, hogy az előbbiek jellemzően vidéken élő, egy vagy inkább két gyermekkel élő, özvegy szakmunkások, míg az utóbbiak körében megtaláljuk ugyanezt az alacsony státusú csoportot, ám náluk is nagyobb súllyal szerepelnek a városi, iskolázott, elvált, egygyermekes nők. Különösen az apák alacsony mintabeli előfordulása miatt, ám ez az eredmény arra mindenképpen ráirányítja a figyelmet, hogy a férfi-nő különbségeknél feltehetően lényegesen nagyobb szerepet játszanak azok a demográfiai események, melyek miatt a gyermekek az egyik szülővel maradnak, valamint az ezekből fakadó kockázatok kezelésére hivatott intézmények (pl. a tartásdíj kikényszerítése vagy a különböző biztosítások rendszere) hatékonysága. A gyermekes háztartások tagjait külön is vizsgálva megállapíthatjuk, hogy a női háztartásfővel élők szegénységi rátája minden küszöb mellett magasabb, mint a férfi háztartásfővel együtt élőké, ám a két alacsonyabb küszöb mellett a két változó kapcsolata statisztikailag nem szignifikáns (Gábos–Szivós, 2008).6 A medián 70%-ában számított küszöb mellett azonban a női háztartásfővel rendelkezők körében becsült 30%-os ráta már szignifikánsan magasabb, mint a férfi háztartásfővel élők körében mért 25%. 3. táblázat Szegénységi ráták háztartástípus és a háztartásfő neme szerint, 2007 (%, N) Összesen Háztartástípusok Egyszemélyes 30 év alatt Egyszemélyes 30–64 éves Egyszemélyes 65+ éves Pár gyermek nélkül, legalább egy tag 65 éves vagy idősebb Pár gyermek nélkül, mindkettő 65 év alatti Más háztartás gyermek nélkül Egyedülálló szülő gyermekkel Pár 1 gyermekkel Pár 2 gyermekkel Pár 3+ gyermekkel Más háztartás gyermekkel Összesen
Férfi
Nő
ráta (%) 11,5 23,0 13,5
N 52 261 267
ráta (%) 30,0 34,4 3,7
N 20 96 54
ráta (%) 0,0 15,9 16,0
N 32 164 213
5,0
361
4,9
327
5,9
34
8,4 7,9 28,1 12,0 14,6 24,0 14,5 12,7
479 1336 139 425 526 346 861 5053
8,6 6,5 42,9 11,5 15,1 22,6 15,0 12,0
454 1085 21 416 511 340 702 4026
4,0 13,5 25,4 40,0 0,0 100,0 12,6 15,3
25 252 118 10 15 6 159 1028
Forrás: Saját számítások a TÁRKI Háztartás Monitor 2007 adatfelvétel alapján. Megjegyzés: A táblázatban személyekre vonatkozó adatok szerepelnek. 6
A két változó együttes eloszlásának λ2-tesztje alapján.
160
Gábos András–Szivós Péter: A női szegénység Magyarországon és Európában
4. Nemzetközi kitekintés Amint arra már tanulmányunk második alfejezetében kitértünk, a férfiak és a nők jövedelmi szegénységi kockázata közötti különbséget jelentősen meghatározza, és alapvetően tompítja az alkalmazott jövedelemdefiníció. Ezt szem előtt kell tartanunk akkor is, amikor a nemzetközi összehasonlító adatokat elemezzük. 1. ábra A nők férfiakhoz viszonyított szegénységi kockázata az Európai Unió országaiban, 2001 és 2006 1,8 2001
2006
1,6 1,4 1,2 1,0 0,8 0,6 0,4 0,2
Bulgária
Ciprus
Szlovénia
Ausztria
Észtország
Csehország
Olaszor.
Lettország
Spanyolo.
Belgium
Franciao.
Írország
Egyesült Kir.
Dánia
Litvánia
Finnország
Málta
Németo.
Románia
Görögo.
Portugália
Svédország
Hollandia
Szlovákia
Magyaro.
Lengyelo.
Luxemburg
0,0
Forrás: Eurostat http://epp.eurostat.ec.europa.eu/extraction/evalight/EVAlight.jsp?A=1&language=en&root=/ theme3/ilc/ilc_li02 (Letöltés dátuma: 2008. nov. 25.) Megjegyzés: A 2001-es adatsorban Málta és Lettország adatai 2000-ből, Svédországé 2002ből, Ciprusé és Dániáé 2003-ból Szlovákiáé pedig 2005-ből származnak. A nők férfiakhoz viszonyított szegénységi kockázatának számításakor a nők körében becsült szegénységi rátát hasonlítottuk a férfiakéhoz. A 2001-re vonatkozó adatok néhány országban eltérhetnek a Gábos (2006) esetében közöltektől. Az eltérések az Eurostat adatainak utólagos korrekciójából származnak.
A szegénység nemek közötti eltéréseinek nemzetközi összehasonlítását célzó korábbi, 2001-es adatokra épülő elemzésünk (Gábos, 2006) azt mutatta, hogy a nők szegénységi rátája egyetlen országban sem alacsonyabb, mint a férfiaké, ám a különbség csak néhány esetben jelentős. A háztartási jövedelemadatokból becsült női és férfi szegénységi ráták aránya az EU-27-ek körében Ausztriában (1,6) és Belgiumban (1,3) volt a legmagasabb, míg Lengyelországban, Litvániában és Lettországban a legalacsonyabb (0,9–0,9). Az így számított esélyhányados a többi ország esetében 1,0 és 1,2 között szóródott. A legfrissebb adatok sem mutatnak mást (1. ábra). Eszerint az esélyhá161
Szerepváltozások
nyados Észtországban, Ausztriában, Cipruson, Szlovéniában és Bulgáriában a legmagasabb (1,3), míg a nők szegénységi rátája csak Lengyelországban kisebb, igaz nem szignifikáns mértékben, a férfiakénál. 2. ábra Szegénységi rés-arány a nők körében, a férfiakhoz viszonyítva az Európai Unió országaiban, 2001 és 2006
1,4 2001
2006
1,2 1,0 0,8 0,6 0,4 0,2
Ciprus
Románia
Portugália
Egyesült Kir.
Görögo.
Luxemburg
Olaszo.
Spanyolo.
Málta
Szlovákia
Bulgária
Franciao.
Lengyelo.
Finnország
Németo.
Magyaro.
Belgium
Szlovénia
Hollandia
Csehország
Litvánia
Írország
Svédország
Dánia
Lettország
Ausztria
Észtország
0,0
Forrás: Eurostat http://epp.eurostat.ec.europa.eu/extraction/evalight/EVAlight.jsp?A=1&language=en&root=/t heme3/ilc/ilc_li11 (Letöltés dátuma: 2008. nov. 25.) Megjegyzés: A 2001-es adatsorban Málta és Lettország adatai 2000-ből, Svédországé 2002ből, Ciprusé és Dániáé 2003-ból Szlovákiáé pedig 2005-ből származnak. A nők körében becsült szegénységi rés-arányt hasonlítottuk a férfiakéhoz. A 2001-re vonatkozó adatok néhány országban eltérhetnek a Gábos (2006) tanulmányában közöltektől. Az eltérések az Eurostat adatainak utólagos korrekciójából származnak.
Hasonlóképpen, a férfiakénál jellemzően magasabb, de nem számottevően nagyobb szegénységi kockázatról ad számot a nők körében, nemzetközi összehasonlításban az OECD (2008) legfrissebb jelentése, melynek adatai a 2000-es évek közepének helyzetét tükrözik. Eszerint a vizsgált országok átlagában és többségében a szegénységi ráta egy százalékponttal magasabb a nők, mint a férfiak körében. Magyarországon, Lengyelországban és ÚjZélandon a különbség ennél kisebb, míg az ausztrál, a német, a görög, az ír, az olasz, a japán, a koreai és az amerikai nők szegénységi rátája két ponttal magasabb, mint a férfiaké. A jelentés azt is kiemeli, hogy a nők és férfiak szegénysége közötti különbség – az OECD-országok átlagában, a 2000-es évek közepén – éppen a magasabb kockázatú (fiatal felnőtt és idős) életkori
162
Gábos András–Szivós Péter: A női szegénység Magyarországon és Európában
csoportokban a legnagyobb, és 50 év felett az olló folyamatosan nyílik a két nem között ebben a tekintetben. Korábbi elemzésünk azt is megállapította, hogy bár az európai nők szegénysége, esetenként statisztikailag nem szignifikáns mértékben, de nagyobb, mint a férfiaké, addig a szegény nők helyzete kevésbé súlyos. Ugyanezt az állítást a legfrissebb Eurostat-adatok is alátámasztják, hiszen a nők körében becsült szegénységi rés-arány csupán három országban (Portugáliában, Romániában és Cipruson) haladta meg a férfiakét (2. ábra). Ezzel szemben jelentősen kisebb a rés-arány nagyságával mért szegénység mélysége a nők körében Ausztriában, a skandináv országokban (Dánia, Svédország) és a balti államokban (Észtországban, Lettországban és Litvániában).
5. Összegzés Elemzésünk során megvizsgáltuk, hogy milyen különbségek mutatkoznak a férfiak és a nők szegénységi kockázatában Magyarországon. Az elemzés elején utaltunk arra, hogy a jövedelmi helyzet mérése során használt jövedelemdefiníció, mely a háztartás teljes jövedelmét figyelembe veszi, önmagában a tényleges különbségek tompításának irányába hat. Megállapítottuk, hogy a rendelkezésre álló legfrissebb hazai adatok szerint a szegénységi ráta nemek szerinti különbsége statisztikailag nem szignifikáns. Minél magasabban húzzuk meg azonban a szegénységi küszöböt, annál nagyobb valószínűséggel látjuk szegénynek a nőket. A női háztartásfő jelenléte az átlagosnál nagyobb szegénységi kockázatot jelent, ám ez a különbség eltűnik, ha a nem szerepét más, főként háztartásszintű kontrollváltozók bevonásával vizsgáljuk. Nemcsak a jövedelmi szegénység, de a társadalmi kirekesztettség más dimenzióinak figyelembe vétele esetében sem mondható egyértelműen, hogy a nők, illetve a női háztartásfővel együtt élők általában hátrányosabb helyzetben lennének, mint a férfiak. A nemzetközi kitekintés megmutatta, hogy a szegénység kockázatának nemek szerinti különbsége máshol sem mutat a hazaitól lényegesen eltérő mintát. Szinte minden ország esetében igaz, hogy a nők körében becsült szegénységi ráta magasabb, ám ez a különbség jellemzően 1-3 százalékpontnyi, ami nem minden esetben jelent szignifikáns különbséget. Ha azonban a szegénység előfordulása gyakoribb is a nők körében, az országok döntő többségében a szegény nők helyzete kevésbé súlyos, mint a szegény férfiaké. Más, egyéni és háztartás-jellemzőkkel kombinálódva az átlagosnál magasabb szegénységű társadalmi-demográfiai csoportokat figyelhetünk meg a nők (és a férfiak) körében. A gyermeket egyedül nevelők két szempontból is figyelmet érdemelnek. Egyrészt, különböző típusú háztartásokat vizsgálva, körükben a legmagasabb a szegénység kockázata. Másrészt, bár az alacsony esetszám miatt csak nagyon bizonytalanul fogalmazhatunk, a gyermekeiket egyedül nevelő apák nagyobb valószínűséggel szegények, mint az anyák. Ez 163
Szerepváltozások
abból adódik, hogy az utóbbiak csoportja heterogénebb, mind a társadalmi státust, mind pedig a tényleges élethelyzetet tekintve. Az egyén jól megfigyelhető jellemzői közül a nem számos olyan információt sűrít, ami indokolttá teszi, hogy mind a statisztikai adatgyűjtés, mind pedig az adatközlés fázisában kiemelt figyelemmel kezeljük. A szegénységi vizsgálatok eredményeit elemezve azonban megállapítható, hogy ez a karakterisztika önmagában nem kiemelt fontosságú, ám más jellemzőkkel együtt, illetve kontextusba helyezve (pl. az életpálya fő demográfiai-munkaerőpiaci eseményein) azzá válhat.
Irodalom Gábos A.–Szivós P., 2004: A szegénység különböző metszetei. In: Tóth I. Gy.–Szivós P., szerk.: Stabilizálódó társadalomszerkezet. TÁRKI Monitor Jelentések 2003. Budapest: TÁRKI, pp. 69–96. Gábos A.–Szivós P., 2006: Jövedelmi szegénység. In: Tóth I. Gy.–Szivós P., szerk.: Feketén, fehéren. TÁRKI Monitor Jelentések 2005. Budapest: TÁRKI, pp. 45–58. Gábos A.–Szivós P., 2008: Lent és még lejjebb: jövedelmi szegénység. In: Tóth I. Gy.–Szivós P., szerk.: Köz, teher, eloszlás. TÁRKI Monitor Jelentések 2008. Budapest: TÁRKI, pp. 39–60. Galasi P., 2000: Női-férfi kereseti különbségek Magyarországon, 1986–1996. Budapest: Országos Munkaügyi Kutató és Módszertani Központ. Havasi É., 2006: Megélhetési nehézségek, anyagi depriváció. In: Tóth I. Gy.–Szivós P., szerk.: Feketén, fehéren. TÁRKI Monitor Jelentések, 2005. Budapest: TÁRKI, pp. 59–82. KSH, 2007: Statisztikai Évkönyv. Budapest: Központi Statisztikai Hivatal. Lovász, A., 2008: Competition and the gender wage gap: new evidence from linked employer-employee data in Hungary, 1986–2003. Budapest Working Papers on the Labour Market BWP 2008–4. Budapest: Institute of Economics, HAS–Department of Human Resources, Corvinus University of Budapest. OECD 2008: Growing unequal. Paris: OECD.
164
