1. Innledning og bakgrunn
Et vanlig kjennetegn ved arbeidsmarkeder på tvers av land og kulturer er et stort kjønnsgap i entreprenørskapsrater (se OECD, 2019). I Norge er rundt 20 prosent etablerere av aksjeselskap og knapt 40 prosent etablerere av personlig eide foretak kvinner. 7 Ifølge en rekke indikatorer er kjønnsgapet i entreprenørskap i Norge større enn i mange land med sammenlignbart økonomisk utviklingsnivå (se Alsos mfl. 2014). Man kunne vente at Norge, med nesten lik sysselsettingsandel for kvinner og menn og høy grad av likestilling i utdanning, også ville vært mer likestilt med hensyn til entreprenørskap. Ifølge OECD (2019) representerer den lave kvinneandelen blant entreprenører et uutnyttet potensial for økonomisk vekst gjennom ny virksomhetsdannelse, og Regjeringen skriver i «Handlingsplan for meir entreprenørskap blant kvinner» 8 at mer kvinnelig entreprenørskap vil gi mer verdiskaping, flere arbeidsplasser og økt likestilling.
Det er et gjennomgående funn i internasjonale studier at sosiodemoboekfiler.laboremuse forklaringsvariabler som alder, utdanning, yrkesstatus, næring, region og landbakgrunn kan forklare noe av forskjellene mellom kvinner og menn (se for eksempel Furdas & Kohn, 2010; Berglann mfl. 2012). Dette henger sammen med at i de fleste land etablerer kvinner virksomheter i andre og færre bransjer enn menn, og at dette er først og fremst knyttet til tradisjonelle valg av utdanning og fagfelt (se Carter mfl. 2001). Siden erfaring fra privat sektor sannsynligvis vil gi bedre kunnskap om markedet og erfaring med å drive en kommersiell virksomhet, kan dette gi menn en fordel fremfor kvinner i å bli gründere.
I den internasjonale litteraturen er uobserverbare faktorer som forskjeller i preferanser og personlighet vel så viktige som sosiodemoboekfiler.laboremuse forklaringsvariabler. Det er vel dokumentert at det å starte opp eget foretak innebærer større inntektsrisiko enn det å være lønnstaker (se Hamilton, 2000), og det pekes på at kvinner kan være mer risikoaverse enn menn (Bönte & Piegeler, 2013; Croson & Gneezy, 2009; Verheul mfl. 2012; Wagner, 2007). Noen studier tyder på at kvinner kan være mindre kompetitive (Bönte & Piegeler, 2013; Niederle, 2016), ha lavere selvtillit (Bullvåg mfl. 2011) eller ha mindre behov for å oppnå karrieremessig suksess (Shane mfl. 1991) enn menn. En annen forklaringsfaktor som ofte nevnes, er at kvinner ofte har mer begrenset tilgang til kapital og nettverk (Bruce, 1999). Formue har betydning for entreprenørskap ved at det sikrer god likviditet ved etablering og gir trygghet hvis man mislykkes (Evans & Jovanovic, 1989; Sauer & Wilson, 2016).
I denne artikkelen skal vi teste ulike hypoteser om hvorvidt familiesituasjonen kan forklare hvorfor det er så få kvinnelige entreprenører i Norge. Dette spørsmålet er lite belyst i litteraturen. Bakgrunnen for våre hypoteser er som følger: For det første, selv om kvinners sysselsettingsandel er nesten like høy som menns, bærer kvinner oftest hovedansvaret for barneomsorg og husholdningsoppgaver. Siden etablering og drift av virksomhet vanligvis krever arbeidsinnsats utover standard arbeidstid, kan mange kvinner ha vanskelig for å kombinere gründeraktivitet med omsorg for barn. Alternativt, hvis kvinnens partner har lange arbeidsdager eller krevende karriere (ofte representert ved høy inntekt), kan dette også medføre redusert arbeidstid eller prioritering av arbeid i hjemmet fremfor å satse på egen virksomhet, mens det samme ikke nødvendigvis gjelder for menn med kvinnelige partnere som jobber og/eller tjener mye.
En utfordring for komparative studier av entreprenørskap er at dette defineres svært ulikt. Den vanligste definisjonen av entreprenør i empiriske studier er selvstendig næringsdrivende (self-employed). 9 Statistisk sentralbyrås registerbaserte statistikk skiller derimot mellom entreprenørskap i to betydninger: personer som etablerer aksjeselskap (AS eller ASA), og personer som etablerer personlig eide foretak. 10 Fordi mange former for selvstendig næringsvirksomhet har lite å gjøre med entreprenørskap i teoretisk forstand: jord- og skogbrukere, profesjoner innen jus og helse, kunstnere, frilansere og så videre, vil vi i våre økonometriske analyser bruke førstnevnte definisjon, som ligger nærmest den teoretiske definisjonen av entreprenørskap. I våre diskusjoner og presentasjoner av deskriptiv statistikk vil vi imidlertid også komme inn på entreprenørskap i den siste betydningen, siden dette er den mest vanlige operasjonaliseringen både i den norske og internasjonale litteraturen. Videre vil vi i våre analyser fokusere på positivt entreprenørskap, som definert av Berglann og medforfattere (2011). Det vil si at vi ser bort fra nyetableringer som antas å skyldes mangel på jobbalternativer i det ordinære arbeidsmarkedet.
2. Kvinners entreprenørskap og familiesituasjon
I den internasjonale litteraturen om entreprenørskap er barn og familieforhold ofte nevnt som en viktig motiverende faktor for kvinnelig entreprenørskap (se blant annet Macpherson, 1988; Bruce, 1999; Caputo & Dolinsky, 1998; Parker, 2009). Grunnen til at små barn er en positiv faktor, er at å drive eget selskap kan gi større fleksibilitet med tanke på å kombinere arbeid og omsorg for barn enn vanlig lønnsarbeid (se for eksempel Edwards & Field-Hendrey, 2002; Wellington, 2006; Noseleit, 2014). I flere studier basert på spørreundersøkelser oppgir kvinner at familie og fleksibilitet i jobben er viktige årsaker til å være selvstendig næringsdrivende. I en studie fra USA oppgir hele 39 prosent av kvinnene at fleksibel arbeidstid, problemer med å få barnepass eller andre familiehensyn var hovedårsak til at de ble selvstendig næringsdrivende (Boden, 1999).
Videre er det studier som viser at selvstendig næringsdrivende kvinner i USA jobber færre uker og timer enn kvinner i lønnsarbeid (Lombard, 2001). I Storbritannia brukes begrepet mumpreneurs om slike kvinnelige entreprenører (Nel mfl. 2010). Ifølge Hundley (2001) forklarer familieforhold mye av lønnsforskjellen mellom mannlige og kvinnelige entreprenører. Han dekomponerer lønnsforskjellen og finner at mer husarbeid, kortere arbeidstid og omsorg for små barn kan forklare mellom 30 og 50 prosent av lønnsgapet mellom kvinner og menn som er selvstendig næringsdrivende.
De ovenfor nevnte analysene er primært gjort på britiske eller amerikanske data og gjelder kvinner som velger å starte enkeltpersonforetak. I Norge er imidlertid situasjonen annerledes. Selv om kvinner har hovedansvaret for barn og husholdningsoppgaver i de fleste familier (Kjeldstad & Lappegård, 2010), viser forskning på kvinnelig sysselsetting at selvstendig næringsdrivende kvinner i gjennomsnitt jobber minst like mye som partneren sin (Kitterød & Rønsen, 2012), har større sannsynlighet for å bytte fra deltids- til heltidsarbeid (Kitterød mfl. 2013), og etter fødselen kommer raskere tilbake til jobb enn andre sysselsatte mødre (Rønsen & Kitterød, 2014). Dette tyder på at andre faktorer kan gjøre det vanskelig for kvinner å kombinere gründeraktivitet med omsorg for barn.
Hvis man ser bort fra profesjonsbaserte enkeltpersonforetak og fokuserer på entreprenørskap i strengere forstand, slik vi gjør i denne artikkelen, kan det derfor tenkes at barn snarere er en barriere for kvinnelig entreprenørskap. 11 Siden etablering og drift av virksomhet vanligvis krever arbeidsinnsats utover standard arbeidstid, kan mange kvinner ha vanskelig for å kombinere gründeraktivitet med omsorg for barn.
Den lave andelen kvinnelige entreprenører er noe Norge har felles med de andre nordiske landene. Det finnes foreløpig ikke så mange studier av kvinnelig entreprenørskap i disse landene, men i den grad det finnes studier som konkluderer med at barn er en barriere for kvinnelig entreprenørskap, kommer de fra de nordiske landene. En svensk studie (Wallin, 2017) finner at små barn påvirker sannsynligheten for kvinnelig entreprenørskap negativt, og i en dansk (kvalitativ) studie peker respondentene på regelverk knyttet til foreldrepermisjon som en barriere for kvinnelig entreprenørskap (Neergaard & Thrane, 2011).
I den nordiske modellen er det lagt til rette for høy yrkesdeltakelse for kvinner gjennom fleksibilitet, høy andel offentlig sysselsetting og gode kompensasjonsordninger i forbindelse med fødsel og omsorg for barn. I tillegg kommer subsidierte barnehager med god dekning. Til sammen gir dette gode forhold for kvinners yrkesdeltakelse (se Olivetti & Petrongolo, 2017), men også for å velge lønnsarbeid fremfor entreprenørskap. For kvinner med barn kan arbeid i offentlig sektor med større innslag av deltidsarbeid oppfattes som spesielt familievennlig (se Schøne, 2015). Kvinner i offentlig sektor i Norge har dessuten svært god tjenestepensjon i forhold til inntekt (se Smogeli & Halvorsen, 2019). Siden kvinner i gjennomsnitt lever lenger enn menn, og også har større sannsynlighet for å tilbringe deler av pensjonistperioden som enslig, vil pensjon kunne være en viktigere faktor i valget mellom lønnsarbeid og entreprenørskap for kvinner enn menn. Kombinasjonen av disse faktorene betyr antakelig at det ordinære (lønns-)arbeidsmarkedet innebærer, under ellers like forhold, relativt mindre risiko for kvinner enn menn - sammenlignet med å drive egen næringsvirksomhet.
Et trekk ved familiesituasjonen som kan virke positivt, er å være gift eller samboende med en mann som selv er entreprenør. Bruce (1999) finner at kvinner som er gift med en selvstendig næringsdrivende mann, har dobbelt så høy sannsynlighet som andre kvinner for å bli selvstendig næringsdrivende. Denne studien tyder på at overføring av humankapital innen husholdningen (kunnskap, forsyningskanaler, nettverk og likende) kan være vel så viktig som overføring av finansiell kapital. Rønsen (2014) har gjort tilsvarende funn på norske surveydata. Ektefellens utdanningsnivå vil også kunne være en indikator på partnerens potensielle støtte. Mangelen på en støttende partner kan være en barriere for kvinnelig entreprenørskap i større grad for kvinner enn menn.
3. Data og deskriptiv statistikk
I analysen bruker vi registerdata for å studere overganger fra lønnsarbeid til entreprenørskap i perioden 2002-2013 blant personer med et registrert ansettelsesforhold i 2001. Vi ekskluderer dermed individer som i utgangspunktet (2001) allerede er personlig næringsdrivende eller har etablert aksjeselskap. Fordi vi er interessert i positivt entreprenørskap, utelukker vi også personer som mottar sosiale ytelser, uføre- eller alderspensjon eller har vært arbeidsledige i mer enn ett år. Videre, for å unngå pensjonsbeslutninger, utelukker vi personer som er eldre enn 62 år i 2001. Til slutt utelukker vi personer uten registrert arbeidstid og lønnsinntekt i 2001. Ved å anvende disse utvalgskriteriene får vi et endelig utvalg av individer bestående av 703 651 kvinner og 748 961 menn. Dette utgjør populasjonen av individer som potensielt kan velge overgang fra å være arbeidstaker til å bli entreprenør i perioden.
Øvre del av tabell 1 bekrefter den store ubalansen i entreprenørskap som vi omtalte i innledningen. I løpet av tiårsperioden etablerte 7,4 prosent av mennene og 2,9 prosent av kvinnene enkeltpersonforetak. Videre etablerte 3,3 prosent av mennene og 0,9 prosent av kvinnene aksjeselskap. Blant de som etablerte enkeltpersonforetak, utgjør kvinnene 30 prosent, mens de utgjør kun 23 prosent av de som etablerte aksjeselskap. 12 Nedre del av tabell 1 viser utgangspunktet til kvinnene og mennene i vårt utvalg med hensyn til utdanningsnivå, fagfelt og bransjebakgrunn forut for eventuell etablering. Vi ser for det første at en noe høyere andel menn enn kvinner har lang universitets- eller høyskoleutdanning (henholdsvis 8 og 5 prosent), men for universitets- og høyskoleutdanning samlet er andelen høyest blant kvinner (henholdsvis 35 og 28 prosent). Hvis vi ser på fagfelt, finner vi størst forskjell innen naturvitenskapelige fag, med 40 prosent menn og 6 prosent kvinner som har denne utdanningen. Det er også et stort - og motsatt - kjønnsgap innen helse-, sosial- og idrettsfag med henholdsvis 3 og 20 prosent. Det mest slående når det gjelder bransjebakgrunn, er den høye andelen blant kvinner som er ansatt i offentlig administrasjon (33 prosent) sammenlignet med menn (13 prosent). Det er også et betydelig kjønnsgap innen industri: 23 prosent av sysselsatte menn og 8 prosent av sysselsatte kvinner i datautvalget jobbet i denne bransjen i 2001.
4. Metode og operasjonaliseringer
Som nevnt i innledningen fokuserer vi i analysen på entreprenørskap i betydningen personer som etablerer aksjeselskap (AS eller ASA). Definisjonen på en etablerer av aksjeselskap er hentet fra Fjærli og medforfattere (2013): En person som direkte eller indirekte (via eierskap i andre selskaper, f.eks. holdingselskaper) har en eierandel på over 1/3 i etableringsåret eller året etter, og enten er ansatt og/eller har en formell lederrolle i foretaket (administrerende direktør, styreleder eller nestleder). Disse kriteriene sikrer at gründeren både har en viss grad av eierkontroll over foretaket (blokkerende minoritetsstilling), og at han/hun deltar aktivt i ledelse og/eller daglig drift. Begge kriteriene er sentrale i de fleste teoretiske definisjoner av entreprenørskap. Denne operasjonaliseringen ligger også nært opp til Berglann og medforfattere (2011).
For å kvantifisere årsaksforhold estimerer vi separate probit-regresjonsmodeller for kvinner og menn på koblede registerdata for 2001-2013, der den avhengige variabelen er en dummyvariabel som er 1 hvis personen blir entreprenør i perioden, og 0 hvis ikke. Vi inkluderer en rekke forklaringsvariabler som potensielt kan belyse årsaker til forskjellen i entreprenørskap mellom menn og kvinner. I motsetning til surveybaserte analyser, som ser på samvariasjon over individer på et gitt tidspunkt, setter våre data oss i stand til å se på forløp. Det vil si at vi kan estimere sannsynligheten for å bli entreprenør i perioden 2002-2013, for gitte initiale kjennetegn (i 2001). Foruten variabler som beskriver individets familie- og husholdningssituasjon, inklusive kjennetegn til eventuell partner (ektefelle eller samboer med felles barn), inkluderer vi tradisjonelle kontrollvariabler som alder, formue, utdanningslengde, fagfelt, næring (på detaljert nivå) og arbeidsmarkedsstatus.
Siden koeffisientene i en probit-regresjon ikke er lette å tolke, rapporterer vi i stedet marginale effekter. De marginale effektene relatert til en kategorisk variabel J (f.eks. utdanningslengde) er endringen i sannsynlighet for entreprenørskap under ellers like forhold når variabelen skifter verdi fra referansekategorien J = 0 (grunnskole) til en annen kategori (J = j, f.eks. videregående skole). For kvinner er den marginale effekten (ME) av kategori j definert som
der, for) er den estimerte probit-sannsynligheten for å bli entreprenør for en kvinnelig referanseperson med J=j. Tilsvarende begreper for menn er og. For å tolke ME kausalt er det en viktig forutsetning at sannsynlighetene og er beregnet under en ceteris paribus-betingelse: Mannlige og kvinnelige referansepersoner har faste og identiske verdier på alle de andre forklaringsvariablene i probit-modellen enn den vi lar variere (J). For andre kategoriske variabler er dette referansekategorien, mens det for en kontinuerlige variabel er gjennomsnittsverdien (felles gjennomsnittsverdi for kvinner og menn). Under denne ceteris paribus-betingelsen er den gjennomsnittlige estimerte sannsynligheten for at kvinner blir entreprenører:
der er andelen (av alle) kvinner i utvalget som er i kategori j. er beregnet tilsvarende basert på de mannlige referansepersonene. Den kvinnelige og mannlige referansepersonen i kategori j har altså identiske forklaringsvariabler, mens andelene (vektene) og er forskjellige, bestemt av den faktiske fordelingen til variabelen J blant menn og kvinner i utvalget.
Vi ønsker videre å kvantifisere i hvilken grad variasjon i J kan forklare forskjeller i overgangssannsynligheter mellom menn og kvinner. Til dette formål foretar vi en Oaxaca-Blinder-type dekomponering av forskjellen mellom menns og kvinners gjennomsnittlige sannsynlighet:
Differansen (konstantleddet) er upåvirket av J, mens resten av høyresiden uttrykker effekten av at J varierer, alt annet likt. Denne effekten er videre dekomponert i to bidrag: Bidrag (1) er en vektet sum av forskjeller i marginale effekter mellom menn og kvinner (, mens bidrag (2) er en vektet sum av forskjeller i andeler (. Bidrag (1) uttrykker derfor effekten av at menn og kvinner har ulike probit -koeffisienter relatert til J, mens bidrag (2) uttrykker effekten av at kvinner og menn fordeler seg ulikt over kategoriene (for eksempel med hensyn til andelen menn og kvinner i ulike utdanningskategorier).
5. Resultater
Resultater av probit-modeller for overgangen fra å være lønnstaker til å bli entreprenør, i betydningen etablere aksjeselskap, er vist i tabell 2. De estimerte marginale effektene (ME) er rapportert i de to første tallkolonnene, mens de to siste kolonnene viser henholdsvis bidragene (1) og (2) i Oaxaca-Blinder-dekomponeringen av forskjellen mellom menns og kvinners gjennomsnittlige sannsynlighet for å etablere aksjeselskap. Som forklart over er denne dekomponeringen gjort for én variabel om gangen (for eksempel «utdanningens lengde»), mens alt annet holdes likt. Merk at mens ME er spesifikk for hver kategori (J=j) og kjønn, er Oaxaca-Blinder-dekomponeringen spesifikk for hver variabel (J) og refererer til forskjellen mellom menn og kvinner.
Vi ser først at det å ha en partner ceteris paribus øker en manns sannsynlighet for å etablerere aksjeselskap med 0,36 prosentpoeng, men kun med 0,02 prosentpoeng for kvinner. Estimatet for menn er signifikant forskjellig fra 0 på 0,1 prosents nivå. Dette viser at det å ha en partner motiverer menn til å bli gründere, men ikke kvinner. Videre ser vi at bidrag (1) i dekomponeringen (som skyldes forskjeller i de estimerte probit-koeffisientene for menn og kvinner) er på 0,3 prosentpoeng, mens bidrag (2) (fra ulik andel menn og kvinner som er gift eller samboende) er ubetydelig. Disse bidragene reflekterer at andelen gifte eller samboende i utvalget er cirka 0,7 både for menn og kvinner. Bidrag (1) i formelen blir da:, mens bidrag (2) blir (tilnærmet) null. Vi kan tolke dette slik at 1/8 av kjønnsgapet på 2,4 prosentpoeng for etablerere av aksjeselskap er knyttet til variasjon i variabelen «gift eller samboende» i utvalget. Bidraget fra denne variabelen til å forklare kjønnsgapet er derfor betydelig.
I utgangspunktet argumenterte vi for at kvinner kan ha vanskelig for å kombinere gründeraktivitet med omsorg for barn når man, som vi, ser bort fra profesjonsbaserte enkelpersonforetak. Vi finner imidlertid ingen signifikante effekter av å ha barn, verken for menn eller kvinner. De estimerte marginale effektene viser altså at det å ha et barn ikke er en barriere for kvinnelig entreprenørskap.
Når det gjelder partnerens arbeidsmarkedsstatus, er den viktigste kategorien at partneren er selvstendig næringsdrivende. Dersom partneren er selvstendig næringsdrivende, øker sannsynligheten for å etablere aksjeselskap med 0,3 prosentpoeng for kvinner og 1,0 for menn. Disse estimatene er signifikante på 0,1 prosents nivå. Funnene er i tråd med tidligere resultater fra tverrsnittsanalyser fra USA (Bruce, 1999) og Norge (Rønsen, 2012, 2014). Siden vi bare studerer nyetableringer, kan vi utelukke at den positive effekten bare reflekterer felles eide foretak. Merk at det er en betydelig kjønnsforskjell også her - den estimerte effekten er mer enn tre ganger så høy for menn. På den andre siden er det slik at siden andelen av estimeringsutvalget med partner som er selvstendig næringsdrivende, er svært liten (om lag 5 prosent), bidrar denne variabelen lite til å forklare kjønnsgapet. Når det gjelder partnere som er lønnstakere, har det ingen innvirkning på sannsynligheten for å etablere aksjeselskap. Dekomponeringen i tabell 2 bekrefter at partnerens arbeidsmarkedsstatus har liten effekt totalt sett.
Det generelle mønsteret i tabell 2 er at for menn øker sannsynligheten for å bli gründer med partnerens utdanningsnivå, med estimerte marginale effekter i intervallet 0,2-0,3 prosentpoeng når den kvinnelige partneren har minst videregående opplæring. Derimot finner vi ingen effekt av partners utdanningsnivå på kvinner. Det estimerte bidraget fra denne variabelen for å forklare kjønnsgapet totalt sett er imidlertid svært beskjedent: 0,14 prosentpoeng.
Når det gjelder effekten av husholdningens økonomiske ressurser, finner vi at økt formue (for husholdningen samlet) har en positiv og svært signifikant effekt både på kvinners og menns sannsynlighet for å etablere aksjeselskap. Resultatene i tabell 2 tilsier at 0,22 prosentpoeng av kjønnsgapet kan tilskrives at menns sannsynlighet, ceteris paribus, øker mer når formuen øker, enn kvinners sannsynlighet (se noten til tabell 2 for hvordan ME er definert for en kontinuerlig variabel).
La oss til slutt se på de generelle individkjennetegnene. De marginale effektene av egen utdanning som er rapportert i nedre del av tabell 2, viser at det er en signifikant positiv effekt av universitets- eller høyskoleutdanning for menn sammenlignet med grunnskole, men ingen slik sammenheng for kvinner. Når det gjelder fagfelt, gir denne variabelen ingen signifikante bidrag til å forklare kjønnsforskjellene med hensyn til å etablere aksjeselskap.
Et interessant spørsmål er om den påfallende overvekten av kvinner i offentlig administrasjon kan bidra til å forklare kjønnsgapet i entreprenørskap. Siste rad i tabell 2 viser for det første at det er negative marginale effekter av å være ansatt i offentlig administrasjon for begge kjønn og typer entreprenørskap. Fordi den marginale effekten av å være ansatt i offentlig administrasjon er enda mer negativ for menn enn kvinner, er bidraget fra forskjeller i ME (bidrag 1) negativt. Bidrag (2) oppveier dette langt på vei, noe som gjenspeiler at det er en stor overvekt av kvinnelige ansatte i en sektor med generelt lav entreprenørrate. Bidrag (2) er imidlertid ikke stort nok til at totalbidraget fra denne variabelen blir positivt.
6. Oppsummering
Vi har undersøkt om forhold ved familie- og husholdningssituasjonen kan forklare kjønnsgapet i andel entreprenørskap. Vi finner størst effekt av at partneren er en gründer, og denne effekten, målt i prosentpoeng, er mer enn tre ganger så sterk for menn som kvinner. Siden vi bare studerer nyetableringer, kan vi utelukke at det reflekterer felles eierskap i familiebedrifter. Vi finner også at husholdningens formue har stor betydning, og at menns sannsynlighet for å etablere aksjeselskap, ceteris paribus, øker mer enn kvinners sannsynlighet når formuen øker. Andre forhold ved familie- og husholdningssituasjonen spiller mindre rolle. Et unntak er at for menn er den estimerte sannsynligheten for å etablere aksjeselskap signifikant lavere når partneren kun har grunnskoleutdanning sammenlignet med høyere utdanning, mens partnerens utdanning ikke påvirker dette valget for kvinner. Vi finner ingen signifikante effekter av små barn på beslutningen om entreprenørskap, verken for kvinner eller menn. Våre resultater støtter en hypotese om at den nordiske modellen, der det er lagt til rette for høy yrkesdeltakelse for kvinner gjennom fleksibilitet, høy andel offentlig sysselsetting og gode kompensasjonsordninger i forbindelse med fødsel og omsorg for barn, gir sterkere insentiver for kvinner enn menn til å velge lønnsarbeid fremfor å starte egen næringsvirksomhet.
I likhet med OECD og Regjeringen i «Handlingsplan for meir entreprenørskap blant kvinner» kan man hevde at kjønnsgapet i entreprenørskap representerer en uutnyttet ressurs. På den annen side, når kvinners sysselsettingsandel er så høy som i de nordiske land, kan det være mindre å vinne på dette for samfunnet som helhet. Politikere og beslutningstakere står uansett overfor en vanskelig oppgave med å fremme mer kvinnelig entreprenørskap, da det er mange tilgjengelige alternativer i det ordinære (lønns-)arbeidsmarkedet som kan lønne seg like bra og med mye mindre risiko.
Tabell 1 Deskriptiv statistikk over sysselsatte personer i 2001. 1 Utdanningsnivå, fagfelt og hovednæring (som lønnstaker), i prosent av antall personer i utvalget.
Blir etablerere i perioden 2002-2013 Kvinner (%) Menn (%)
Etablerere av enkeltpersonforetak (ENK) 2) 2,9 7,4
Etablerere av aksjeselskap (AS, ASA) 3) 0,9 3,3
Utdanning og næring
Utdanningsnivå
Grunnskole (7-10 år) 19 20
Videregående skole (11-13 år) 45 50
Universitets- og høyskole, kort (14-17 år) 30 20
Universitets- og høyskole, lang ( 14 år) 5 8
Fagfelt
Allmenne fag 33 29
Humanistiske og estetiske fag 6 3
Lærerutdanninger og utdanninger i pedagogikk 10 4
Samfunnsfag og juridiske fag 2 2
Økonomiske og administrative fag 18 10
Naturvitenskapelige fag, håndverksfag og tekniske fag 6 40
Helse-, sosial- og idrettsfag 20 3
Primærnæringsfag 1 2
Samferdsels- og sikkerhetsfag og andre servicefag 2 5
Næring (som lønnstaker, før etablering)
Bergverksdrift og utvinning 1 3
Industri 8 23
Elektrisitet, vann og renovasjon 0 1
Bygge- og anleggsvirksomhet 1 10
Varehandel, reparasjon av motorvogner 13 14
Overnattings- og serveringsvirksomhet 4 2
Transport og lagring 5 11
Finansiering og forsikring 3 2
Eiendomsdrift 10 11
Offentlig administrasjon 33 13
Undervisning 3 3
Forretningsmessig tjenesteyting 14 3
Annen tjenesteyting 4 3
Antall personer i utvalget 703 651 748 961
Noter: 1) Alle registrerte sysselsatte i 2001, unntatt personer som (i 2001): 1) allerede har etablert enkeltpersonforetak (ENK) eller aksjeselskap (AS, ASA); 2) er eldre enn 62 år; 3) er uten registrert arbeidstid og lønnsinntekt; 4) mottar sosiale ytelser, uføre- eller alderspensjon; eller 5) har vært arbeidsledige i mer enn ett år. 2)Unntatt enkeltpersonforetak i primærnæringene. 3) Unntatt holdingselskaper (i næringen Finansiering og forsikring)
Tabell 2 Marginale effekter (ME) av forklaringsvariabler på den betingede sannsynligheten for overgang fra lønnsarbeid til entreprenørskap for kvinner (PK) og menn (PM). Sannsynligheter i prosentpoeng.
Forklaringsvariabler ME 1) Dekomp. PM - PK i bidrag fra 2):
Kvinner Menn (1) ME (2) Andeler
Familie- og husholdningskjennetegn
Gift eller samboende (ref. Single) 0,02 0,36 *** 0,30 *** 0,01
Alder yngste barn (ref. Ingen barn) 0,01 0,01
0-2 0,02 0,02
3-6 0,01 0,08
7-12 0,02 -0,01
13-17 0,04 -0,01
18+ -0,03 0,04
Partneres utdanningslengde (ref. Grunnskole): 0,14 ** 0,00
Videregående skole (11-13 år) 0,04 0,20 **
Universitets- og høyskole, kort (14-17 år) 0,06 0,31 ***
Universitets- og høyskole, lang ( 14 år) 0,05 0,17
Partnerens arbeidsmarkedsstatus (ref. Arbeidsledig): -0,01 -0,11
Selvstendig næringsdrivende 0,31 *** 0,99 ***
Lønnstaker, kort deltid (14 år) 0,20 0,95 **
Utdanningens fagfelt (ref. Allmenne fag): -0,07 0,04
Humanistiske og estetiske fag 0,05 -0,31 ***
Lærerutdanninger og utdanninger i pedagogikk 0,05 -0,38 ***
Samfunnsfag og juridiske fag -0,06 -0,17 *
Økonomiske og administrative fag 0,01 0,30 ***
Naturvitenskapelige fag, håndverksfag og tekniske fag -0,15 * -0,38 ***
Helse-, sosial- og idrettsfag -0,07 * 0,03
Primærnæringsfag 0,07 -0,26 **
Samferdsels- og sikkerhetsfag 0,26 -0,36 ***
Ansatt i offentlig administrasjon -0,25 -0,90 0,36 *** 0,25 ***
Noter p-verdi 0,001, ** p-verdi 1) ME for en variabel er basert på estimerte probit-modeller og beregnet ved at alle andre variabler antar sin referanseverdi (kategoriske variabler) eller gjennomsnittsverdi i utvalget. ME for en kategorisk variabel uttrykker endring i sannsynlighet i prosentpoeng sammenlignet med referansekategorien. 2) Oaxaca-Blinder-type dekomponering: Se egen formel for forklaring av bidrag (1) og (2). 3) ME for formue (kontinuerlig variabel) er beregnet som gjennomsnittlig estimert elastisitet: Gjennomsnittlig endring i sannsynlighet i prosent når formuen øker med 1 prosent. Oaxaca-Blinder-dekomponering for formue fremkommer ved å kategorisere formue i desiler.
6: Denne artikkelen bygger videre på Raknerud og Rønsen (2014). Vi takker Astrid Kunze og en anonym fagfelle for mange nyttige kommentarer og forslag. Vi takker Norges forskningsråd for finansiell støtte gjennom programmet MER Entreprenørskap, prosjektnummer 201340.
7: Se https://www.ssb.no/virksomheter-foretak-og-regnskap/statistikker/etablerere
8:https://www.regjeringen.no/globalassets/upload/krd/vedlegg/rega/rapporte...
9: Begrepet selvstendig næringsdrivende (self-employed) brukes i mange betydninger. I entreprenørskapsstudier er dette oftest en selvrapportert kategori: Respondenten erklærer seg som selvstendig i spørreundersøkelser. Selvstendig næringsdrivende er en kategori av sysselsatte i Arbeidskraftundersøkelsen (AKU).
10: Dvs. foretak med organisasjonsformene ENK, DA eller ANS.
11: Adachi og Hisada (2017) finner at mens barn og familie har en positiv effekt på sannsynligheten for å bli selvstendig næringsdrivende, har barn en negativ effekt på såkalt intraprenørskap.
12: Fra tabell 1: og
Adachi, T. & Hisada T. (2017). Gender differences in entrepreneurship and intrapreneurship: an empirical analysis. Small Business Economics, 48 (3), 447-486.
Alsos, G. A. Clausen, T. H. Isaksen, E. J. & Åmo, B. W. (2014). Global Entrepreneurship Monitor - Entreprenørskap i Norge 2014. Bodø: Handelshøgskolen i Bodø. Hentet fra https://www.gemconsortium.org/economy-profiles/norway-2
Berglann, H. Moen, E. R. Røed, K. & Skogstrøm, J. S. (2011). Entrepreneurship: Origins and returns. Labour Economics, 18, 180-193.
Berglann, H. Golombek, R. & Røed, K. (2013). Entreprenørskap i Norge - mest for menn? Søkelys på arbeidslivet, 01-02, 3-19.
Boden, R. J. (1999). Flexible working hours, family responsibilities, and female self-employment: Gender differences in self-employment selection. The American Journal of Economics and Sociology, 58 (1), 71-83.
Bönte, W. & Piegeler, M. (2013). Gender gap in latent and nascent entrepreneurship: Driven by competitiveness. Small Business Economics, 41 (4), 961-987.
Bruce, D. (1999). Do husbands matter? Married women entering self-employment. Small Business Economics, 13, 317-329.
Bullvåg, E. Kolvereid, L. & Åmo, B. W. (2011). Entreprenørskap i Norge 2010, Global Entrepreneurship Monitor. Bodø: Handelshøgskolen i Bodø.
Caliendo, M. Fossen, F. Kritikos, A. & Wetter, M. (2015). The gender gap in entrepreneurship: Not just a matter of personality. CESifo Economic Studies, 61 (1), 202-238
Caputo, R. K. & Dolinsky, A. (1998). Women's choice to pursue self-employment: The role of financial and human capital of household members. Journal of Small Business Management, 36 (3), 8-17.
Carter, S. Anderson, S. & Shaw, E. (2001). Women's business ownership: A review of the academic, popular and internet Literature. 2001. Report to the U.K. Small Business Service. Glasgow: University of Strathclyde.
Croson, R. & Gneezy, U. (2009). Gender differences in preferences. Journal of Economic Literature, 47 (2), 448-474.
Edwards, L. N. & Field-Hendrey, E. (2002). Home-based work and women's labor force decisions. Journal of Labor Economics, 20 (1), 170-200.
Evans, D. S. & Jovanovic, B. (1989). An estimated model of entrepreneurial choice under liquidity constraints. Journal of Political Economy, 97, 808-827
Fjærli, E. Iancu, D. & Raknerud, A. (2013). Facts about entrepreneurship in Norway. Who become entrepreneurs and how do they perform? (Rapport 52/2013). Oslo: Statistisk sentralbyrå.
Furdas, M. & Kohn, K. (2010). What's the difference?! Gender, personality, and the propensity to start a business (IZA Discussion paper No. 4778). Bonn: Institute for the Study of Labor. Hentet fra https://www.iza.org/publications/dp/4778/whats-the-difference-gender-per...
Hamilton, B. H. (2000). Does entrepreneurship pay? An empirical analysis of the returns to self-employment. Journal of Political Economy, 108, 604-631.
Hundley, G. (2001). Why women earn less than men in self-employment. Journal of Labor Research, 22, 817-829.
Kitterød, R. H. & Rønsen M. (2012). Untraditional dual-earners in Norway: When does she work at least as much as he? Work, Employment and Society, 26 (4), 657-675.
Kitterød, R. H. Rønsen, M. & Seierstad, A. (2013). Mobilizing female labour market reserves: What promotes women's transitions between part-time and full-time work? Acta Sociologica, 56 (2), 155-171.
Kjeldstad, R. & Lappegård, T. (2010). Holdninger til kjønnsroller og likestillingspraksis hjemme. Mindre samsvar blant kvinner enn menn. Samfunnsspeilet, 4. Hentet fra https://www.ssb.no/befolkning/artikler-og-publikasjoner/mindre-samsvar-b...
Lombard, K. (2001). Female self-employment and demand for flexible, nonstandard work schedules. Economic Inquiry, 39, 214-237.
Macpherson, D. A. (1988). Self-employment and married women. Economics Letters, 28 (3), 281-284.
Neergaard, H. & Thrane, C. (2011). The Nordic Welfare Model: Barrier or facilitator of women's entrepreneurship in Denmark. International Journal of Gender and Entrepreneurship, 3 (2), 88-104.
Nel, A. Maritz, E. & Thongprovati, O. (2010). Motherhood and entrepreneurship: the «mumpreneur» phenomenon. International Journal of Organizational Innovation, 3 (1), 6-34.
Niederle, M. (2016). Chapter 8: Gender. I Handbook of experimental economics (Vol. 2, 481-562). Princeton: Princeton University Press.
Noseleit, F. (2014). Female self-employment and children. Small Business Economics, 43 (3), 549-569.
OECD / European Union (2019). The Missing Entrepreneurs 2019: Policies for Inclusive Entrepreneurship. Paris: OECD Publishing.
Olivetti, C. & Petrongolo, B. (2017). The economic consequences of family policies: Lessons from a century of legislation in high-income countries. Journal of Economic Perspectives, 31 (1), 205-230.
Parker, S. C. (2009). The economics of entrepreneurship. Cambridge: Cambridge University Press.
Raknerud, A. & Rønsen, M. (2014). Why are there so few entrepreneurs? (Discussion Papers 790). Oslo: Statistisk Sentralbyrå.
Rønsen, M. (2012). The family - a barrier or motivation for female entrepreneurship? (Discussion Papers No. 727). Oslo: Statistisk Sentralbyrå.
Rønsen, M. (2014). Children and family: A barrier or an incentive to female self-employment in Norway. International Labour Review, 153 (2), 337-349.
Rønsen, M. & Kitterød, R. H. (2014). Gender-equalizing family policies and mothers' entry into paid work: Recent evidence from Norway. Feminist Economics, 21 (1), 59-89.
Sauer, R. M. & Wilson, T. (2016). The rise of female entrepreneurs: New evidence on gender differences in liquidity constraints. European Economic Review, 86 (C), 73-86.
Schøne, P. (2015). Kvinner, barn og valg av sektor: Har offentlig sektor fortsatt en tiltrekning? Søkelys på arbeidslivet, 32 (4), 360-376.
Shane S. Kolvereid, L. & Westhead, P. (1991). An exploratory examination of the reasons leading to new firm formation across country and gender. Journal of Business Venturing, 6(6), 431-446.
Smogeli, P. O. & Halvorsen, E. (2019). Pensjonsformue i Norge 2017 (Rapport 2019/28). Oslo: Statistisk Sentralbyrå.
Verheul, I. Thurik, R. Grilo, I. & Zwan, P. (2012). Explaining preferences and actual involvement in self-employment: Gender and the entrepreneurial personality. Journal of Economic Psychology, 33 (2), 325-341.
Wagner, J. (2007). What a difference a Y makes - female and male nascent entrepreneurs in Germany. Small Business Economics, 28, 1-21.
Wallin, T. (2017). Self-employment and parenthood (CESIS Working paper No 453). Stockholm: Royal Institute of Technology.
Wellington, A. J. (2006). Self-employment: The new solution for balancing family and career? Labour Economics, 13 (3), 357-386.
