Estymacja progowej płacy pracowników naukowo dydaktycznych ...zif.wzr.pl/pim/2011_4_8_33.pdf · 2. Wyniki Dla porównania oszacowanych średnich płac progowych hipotetycznego kontraktu

Mariusz Kaszubowski*

Estymacja progowej płacy pracowników naukowo-

dydaktycznych w warunkach hipotetycznego kontraktu

(na przykładzie Politechniki Gdańskiej)

Wstęp Celem badania było oszacowanie wynagrodzenia progowego (reservation

wage) pracowników naukowo-dydaktycznych uczelni publicznej i ustalenie

jego relacji do wynagrodzenia otrzymywanego faktycznie. Oszacowania tego

dokonano na podstawie wyników badań ankietowych przeprowadzonych wśród

pracowników naukowo-dydaktycznych Politechniki Gdańskiej w okresie od 10

maja do 30 czerwca 2010 roku.

Respondentom przedstawiono hipotetyczny kontakt o następujących warun-

kach: praca naukowa plus typowa praca organizacyjna, roczne pensum 180 go-

dzin, niepodejmowanie żadnej dodatkowej pracy poza uczelnią, nawet bezpłat-

nej (rysunek 1A w Aneksie). Są to standardowe wymogi kontraktów na uczel-

niach amerykańskich, obciążające dydaktycznie w sposób umiarkowany a jed-

nocześnie gwarantujące dostateczny czas na badania i rozwój własny.

Jak dotychczas w Polsce dla pracowników naukowo-dydaktycznych

uczelni publicznych nie podejmowano szacowania płacy progowej w warun-

kach hipotetycznego kontraktu. Kontraktu wprowadzającego warunek jednoeta-

towości. Dodatkowo podejmowany problem nabiera obecnie szczególnego zna-

czenia w związku z reformą systemu szkolnictwa wyższego, gdyż wyniki ni-

niejszych badań mogłyby okazać się pomocne w opracowaniu nowych siatek

płac odpowiadających oczekiwaniom środowiska akademickiego.

W odniesieniu do teorii poszukiwania pracy (Job Serach Theory), reserva-

tion wage jako wysokość pensji, którą poszukujący pracy akceptuje zaś poniżej

odrzuca [McKenna, 1990], jest określana w polskiej literaturze mianem płacy

progowej, akceptowalnej, wymaganej lub granicznej [Kwiatkowski, 2002]. Pła-

ca progowa stanowi jeden z głównych elementów decydujących o podaży siły

roboczej [Gronau, 1973]. Jej wysokość jest uzależniona od wielu czynników

między innymi takich jak płeć [Duncan, 1992], wykształcenie, doświadczenie

zawodowe, długość okresu stanu bezrobocia [Wolpin, 1987], [Burdett i

Vishwanath, 1988], wysokość zasiłków dla bezrobotnych, prawdopodobieństwo

zwolnienia, stopień aktywności poszukiwania pracy [Benhabib i Bull, 1983],

[Pissarides, 1984], [Balu i Robins, 1990] czy wielkość zgromadzonych osz-

czędności [Bloemen i Stancanelli, 2001]. Można spotkać się również z określe-

niem reservation wage jako miary wartości czasu spędzanego w domu [Ferber i

Green, 1985], [Sharpe i Adbel-Ghany, 1997].

* Mgr, Zakład Statystyki, Katedra Nauk Ekonomicznych, Wydział Zarządzania i Ekonomii, Poli-

technika Gdańska, [email protected]

Mariusz Kaszubowski 406

Najważniejszą jednak determinantą wysokości płacy progowej jest rodzaj i wa-

runki oferowanej pracy. W przypadku konkurencji doskonałej, gdy oferowane

stanowisko narzuca pewne niesprzyjające dla pracownika warunki, pracodawca

zmuszony jest zapłacić wyższe wynagrodzenie by zachęcić pracownika do ich

akceptacji [Polachek i Siebert, 1993]. O problemie rekompensowania tych nie-

dogodności dzieląc je na pięć grup pisał już [Smith, 1976]. Podobny problemem

rozważali [Antos i Rosen, 1985] pytając na łamach Journal of Econometrics “ile

jest potrzebne by zachęcić białych nauczycieli do uczenia w szkołach dla czar-

nych”. Szacowania kompensacyjnych różnic płacowych (compensating wages

differentials) dla pracowników naukowo-dydaktycznych uczelni wyższych wy-

korzystując model hedonistyczny (hedonic model) dokonał już w swojej pracy

[Graves, Marchand, Sexton, 2002]. Ze względu jednak na to, że w sektorze pu-

blicznym nie panują warunki doskonałej konkurencyjności model ten może być

obciążony wieloma błędami co zauważył w swoich badaniach [Goldhaber, De-

stler, Player, 2010].

Podejście do badania wynagrodzenia progowego można podzielić na dwa

rodzaje. W pierwszym jest ono szacowane poprzez analizę bezpośrednich od-

powiedzi w ankietach osobowych (self-reported reservation wage). Do przykła-

dów takich opracowań należą miedzy innymi prace [Kasper, 1967], [Crosslin i

Stevens, 1977], [Lancaster i Chesher, 1983], [Feldstein i Poterba, 1984], [Lan-

caster, 1985], [Holzer, 1986], [Jones, 1988, 1989], [Heywood i White, 1990],

[Bloemen and Stancanelli, 2001], [Blackaby, 2007], [Ophem, Hartog, Berkhout,

2011]. Drugim jest podejście do płacy progowej jako nieobserwowalnej i sza-

cowanej poprzez odpowiednie modele ekonometryczne oparte było bądź na

modelu Heckmana, bądź metodą stochastic frontier regression lub na standar-

dowym binarnym modelu decyzyjnym. To podejście przedstawiają prace

[Heckman, 1974], [Kiefer i Neumann, 1979], [Fishe, 1982], [Ferber i Green,

1985], [Narendranathan i Nickell, 1985], [Duncan, 1992], [Blau, 1992], [Hofler

i Murphy, 1994], [Sharpe i Abdel-Ghany, 1997], [Voeks, 2000], [Gorgens,

2002], [Mohanty, 2005], [Watson i Webb, 2008], [Villa, 2009].

W prezentowanej analizie zdecydowano się na szacowanie płacy progowej

za pomocą badania ankietowych, gdyż szkolnictwo wyższe w Polsce należy do

sektora publicznego gdzie wynagrodzenia ustalane są administracyjnie (tablica

1A w Aneksie) a także nie ma w Polsce publicznej uczelni wyższej, gdzie obo-

wiązywałby zaproponowane warunki pracy, zatem nie ma możliwości zaobser-

wowania tychże faktycznych rynkowych wynagrodzeń.

Z uwagi na ograniczoną populacje osób ankietowanych prezentowane wyniki

mają charakter wstępnych. Planowe jest przeprowadzenie szerzej zakrojonych

badań obejmujących swoim zasięgiem wszystkie uczelnie publiczne w Polsce.

1. Materiały i metody Przeprowadzona wśród pracowników naukowo-dydaktycznych Politech-

niki Gdańskiej ankieta miała formę kwestionariusza wypełnianego online na

specjalnie przygotowanym serwisie internetowym. Oprogramowanie jakie zo-

Estymacja progowej płacy pracowników naukowo-dydaktycznych … 407

stało użyte do tego badania to LimeSurvey (Version 1.87+ Build 8498). Rodza-

je i układ pytań był zgodny z zasadami poprawnej konstrukcji kwestionariuszy

sondażowych dla badań społeczno-ekonomicznych, w tym przypadku według

strategii leja [Frankfort-Nachmias, 2001].

Każdy z respondentów otrzymał krótki email wprowadzający na temat badania i

zaproszenie w postaci indywidualnego linku. Użycie tokenów (indywidualnych

kluczy) wygenerowanych przez program zabezpieczyło przed kilkakrotnym

wypełnieniem ankiety przez tą samą osobę. Ankieta była w pełni anonimowa,

gdyż tokeny przydzielone odpowiednim osobom były przechowywane w osob-

nej bazie i nie zostały zapisane przez program w pliku odpowiedzi o czym rów-

nież zostali poinformowani respondenci. Grupą objętą badaniem byli pracowni-

cy naukowo dydaktyczni Politechniki Gdańskiej posiadający i zarazem udo-

stępniający swój adres email. Takich adresów kontaktowych udało się ustalić

990 co stanowiło około 95% wszystkich pracowników (tablica 2A w Aneksie).

Tak wysoki odsetek a także fakt iż każdy pracownik naukowo-dydaktyczny na

Politechnice Gdańskiej ma swobodny dostęp do komputera i poczty elektro-

nicznej pozwala stwierdzić, że nie wystąpił w badaniu tak zwany błąd pokrycia

czy też błąd losowania, gdyż niemal wszystkie jednostki z operatu losowania

miały możliwość udziału w sondażu.

Wadą ankiet pocztowych w tym również tych wysyłanych drogą internetową

jest wysoki wskaźnik odmów [Szreder, 2004]. To z kolei prowadzić może do

otrzymania wyników mało reprezentatywnych dla badanej populacji. W przy-

padku tego konkretnie badania sondażowego należy jednak zwrócić uwagę, że

występują pewne okoliczności, które w dużym stopniu umniejszają tą cechę, a

mianowicie:

– respondenci byli zainteresowani tematyką badania, gdyż dotyczyła spraw

bezpośrednio z nimi związanych,

– wszyscy respondenci to osoby z wyższym wykształceniem,

– zamożni stanowili niewielką część całej badanej populacji a jak wiadomo

takie osoby niechętnie udzielają (nawet anonimowo) informacji o swoich

zarobkach,

– sondaż odnosił się nie tylko do rzeczywistych zarobków, ale także oczeki-

wań płacowych co stanowić mogło dodatkowy bodziec do wypełnienia

kwestionariusza.

W przypadku pytań bezpośrednich o płace progowe oprócz wspomnianego wy-

żej problemu wysokiego wskaźnika odmów dochodzą jeszcze trzy inne mające

wpływ na wysokość self-reported reservation wage [Hofler i Murphy, 1994].

Pierwszy to, to że odpowiedzi uzależnione mogą być od konstrukcji pytania.

Istotne jest by dokładnie określić o jaką pracę chodzi. W tym przypadku zostało

to respondentom wyraźnie opisane. Druga sprawą to fakt kto o nie pyta. Te ba-

dania miały charakter naukowy i przeprowadzone były przez osobę niezależną,

bez udziału instytucji rządowych co zwiększa obiektywizm udzielanych odpo-

wiedzi. Ostatni problem to, że szacowanie płac progowych za pomocą ankiet

często prowadzi do uzyskania wyników obrazujących w większym stopniu


oczekiwania płacowe pracowników niż rzeczywisty poziom najniższego akcep-

towalnego wynagrodzenia co w tej sytuacji nie sposób zweryfikować.

W badaniu sondażowym oprócz kluczowego pytania o płace progowe przy no-

wych warunkach pracy pojawiło się szereg pytań, które pozwoliły ustalić fak-

tycznie uzyskiwane, średnie, miesięczne dochody pracowników naukowo-

dydaktycznych (zwane później dochodem faktycznym). W tym celu uśredniono

w skali miesiąca sumę rocznego wynagrodzenia netto z tytułu pracy na Poli-

technice Gdańskiej i poza nią w tym z pracy na etacie, nadgodzin, grantów,

nagród, dodatków socjalnych, trzynastej pensji i premii.

W pierwszej kolejności dla zbadania rzeczywistych dochodów jak i wyna-

grodzenia progowego pracowników z grupy danych wyszczególnione zostały

wszystkie obserwacje odstające i ekstremalne. Zasada przyjęta w tej klasyfikacji

oparta jest na metodzie graficznej a dokładniej klasycznym wykresie ramka-

wąsy [Tukey, 1977] tak, że wartości odchylające się od mediany o ponad dwu-

krotność oraz czterokrotność rozstępu kwartylowego to odpowiednio wartości

odstające i ekstremalne.

W dalszej części opracowania usunięte zostały tylko obserwacje ekstremalne to

jest wielkości 80000 i 30000 dla odpowiedzi na pytanie o płacę progową (rysu-

nek 2A oraz rysunek 3A w Aneksie).

W przeprowadzonej analizie szczególnie istotny miał być fakt by próba

była reprezentatywna dla populacji pracowników Politechniki Gdańskiej pod

względem posiadanych stopni naukowych jak i przynależności do jednostek

naukowych (tablica 3A w Aneksie). Wynika to z faktu, że zarówno stopień na-

ukowy jak i wydział mogły mieć istotny wpływ na wielkość osiąganego przez

pracownika dodatkowego wynagrodzenia. Ponieważ próba nie była zrównowa-

żona o czym świadczą liczebności poszczególnych grup w populacji (tablica 4A

w Aneksie) i próby (tablica 5A i tablica 6A) wprowadzono wagi, które zbudo-

wane zostały na ilorazie odpowiednich frakcji dla całej populacji Politechniki

Gdańskiej do frakcji odpowiedzi poprawnych z ankiety. Metodę tą zastosowano

osobno dla wyników obserwacji dochodu faktycznego (tablica 7A) i wynagro-

dzenia progowego (tablica 8A) ponieważ na to drugie pytanie 16 osób nie

udzieliło odpowiedzi oraz 2 obserwacje zostały odrzucone jako ekstremalne.

Ostatecznie dla oceny rzeczywistego dochodu i płacy progowej w hipote-

tycznych warunkach pracy wystarczyło dokonać tego z podziałem na stop-

nie/tytuły naukowe bez podziału na jednostki naukowe. Zasadność takiego wy-

boru potwierdziła jednoczynnikowa analiza ANOVA przeprowadzona dla czte-

rech grup pracowników; magistrów (Mgr), doktorów (Dr), doktorów habilito-

wanych (Dr hab.) i profesorów tytularnych (Prof.), dzieląc ich względem

zmiennej grupującej jaką był wydział. Poprawność tej analizy zapewnić miało

spełnienie jej dwóch podstawowych założeń. By zadość uczynić pierwszemu o

normalności w każdej grupie dokonane zostało proste i skuteczne przekształce-

nie dochodów i wynagrodzenia na ich logarytmy naturalne. Takie posunięcie

jest w pełni uzasadnione, gdyż literatura potwierdza [Lambert, 2001], że najle-

piej zbadanym rozkładem opisującym rozkłady dochodów jest rozkład logaryt-


miczno normalny. Test Shapiro-Wilka w zdecydowanej większości grup po-

twierdził przypuszczenia o normalności. Drugie założenie jednorodności wa-

riancji, ze względu na różną liczebność grup, zostało sprawdzone testem Brow-

na-Forsytha. Wyniki (tablica 9A) nie dały nam podstaw do odrzucenia hipotezy

zerowej nawet przy sugerowanym [Keppel i Wickens, 2004] wyższym pozio-

mie istotności 0,1. Test F chociaż w znacznym stopniu odporny na naruszenie

założenia normalności [Lindman, 1974] wsparty został dodatkowo nieparame-

trycznym testem mediany. Obydwa testy wysnuły ten sam wniosek. Jedyny

wyjątek stanowiła grupa doktorów z Wydziału Chemicznego, gdzie średni, fak-

tyczny, miesięczny dochód netto podobnie jak i średnia płaca progowa netto dla

hipotetycznego kontraktu była statystycznie istotnie niższa niż dla pozostałych

wydziałów (rysunek 4A w Aneksie). Jednakże, fakt ten nie zaważył na decyzji

szacowania płac progowych i dochodu faktycznego według innego podziału niż

tylko stopnia/tytułu naukowego.

Ostatnim elementem przed porównaniem oszacowanych wynagrodzeń

progowych z faktycznie otrzymywanym dochodem było porównanie logarytmu

naturalnego średniego, miesięcznego wynagrodzenia zasadniczego netto otrzy-

manego z próby z wielkością logarytmu naturalnego średniego, miesięcznego

wynagrodzenia zasadniczego netto wyliczonego z oficjalnego raportu finanso-

wego Politechniki Gdańskiej z 2009 roku. Test t dla pojedynczych średnich nie

dał podstaw do odrzuceniu hipotezy zerowej (p=0,484) zatem tak wyważona

próba dała podstawy do poprawnych szacowań pozostałych wielkości.

2. Wyniki Dla porównania oszacowanych średnich płac progowych hipotetycznego

kontraktu z faktycznie otrzymywanym dochodem wprowadzone zostały wielko-

ści:

1. Płaca progowa - średnie, miesięczne, wynagrodzenie progowe netto dla

hipotetycznego kontraktu,

2. Wystandaryzowana płaca zasadnicza - średnie, miesięczne, wynagrodzenie

netto przy założeniu pensum 180 godzin i obecnej stawce godzinowej,

3. Zasadnicze - średnie, miesięczne, zasadnicze wynagrodzenie netto z tytułu

pracy na PG,

4. Dodatkowe na PG - średnie, miesięczne, wynagrodzenie netto za nadgodzi-

ny, granty, nagrody, dodatki socjalne, trzynastą pensję i premie z tytułu pra-

cy na PG,

5. Dodatkowe poza PG - średnie, miesięczne wynagrodzenie netto z tytułu

pracy poza PG,

6. Dochód - średni, miesięczny łączny dochód netto pracownika.

Strukturę dochodów pracowników Politechniki Gdańskiej liczonej na osobę

wraz z podziałem na stopień/tytuł naukowy przedstawia poniższa tablica (tabli-

ca 1) wraz z wykresem (rysunek 1)


Tablica 1. Struktura dochodów pracowników PG na osobę w PLN

Zasadnicze na PG Dodatkowe na PG Dodatkowe poza PG Dochód

Mgr 1657,81 503,87 1148,84 3310,51

Dr 3194,94 959,02 877,33 5031,30

Dr hab. 4767,53 1268,78 1069,56 7105,86

Prof. 7063,20 1708,97 826,44 9598,61

Razem 3362,66 960,23 955,43 5278,32 Źródło: Opracowanie własne na podstawie ankiety badawczej.

Rysunek 1. Struktura dochodów pracowników PG na osobę w PLN

0

1000

2000

3000

4000

5000

6000

7000

8000

mgr dr dr hab. prof.

Zasadnicze

Dodatkowe na PG

Dodatkowe poza PG

Źródło: Opracowanie własne na podstawie ankiety badawczej.

Wynagrodzenie zasadnicze przeliczone na wielkość odpowiadającą pensum 180

godzin przy aktualnej, faktycznej stawce godzinowej standaryzuje wynagrodze-

nie pracowników pod względem obciążenia dydaktycznego. Zabieg ten pozwo-

lił na rzetelne porównanie wynagrodzenia progowego z płacą zasadniczą (rysu-

nek 2). Dodatkowo dysproporcje te opisuje policzona luka relatywna i absolutna

(tablica 2).

Tablica 2. Luka płacowa z podziałem na stopień/tytuł naukowy.

Wystandaryzowana

płaca zasadnicza

Płaca progowa Luka relatywna Luka absolutna

Mgr 1310,81 5034,49 0,74 3723,68

Dr 2149,83 6469,06 0,67 4319,23

Dr hab. 3718,58 9338,74 0,60 5620,16

Prof. 7096,54 11096,97 0,36 4000,43



Rysunek 2. Płaca progowa oraz wystandaryzowana płaca zasadnicza.

0

2000

4000

6000

8000

10000

12000

mgr dr dr hab. prof.

Wystanadaryzowana płaca zasadnicza

Płaca progowa


Przy porównywaniu dochodu faktycznego z wynagrodzeniem progowym po-

wstaje jeszcze pytanie w jakim stopniu wynagrodzenie z hipotetycznego kon-

traktu rekompensuje pracownikowi utratę dodatkowego wynagrodzenia zarów-

no na Politechnice jak i poza nią. Odpowiedzi na to pytanie znajduje się poniżej

(tablica 3), gdzie dodatkowo policzona została relacja i różnica pomiędzy luką

absolutną i wynagrodzeniem dodatkowym łącznym na i poza PG.

Tablica 3. Luka absolutna a wynagrodzenie dodatkowe.

Luka absolutna Dodatkowe na i poza PG Relacja Różnica

Mgr 3723,68 1652,71 2,25 2070,97

Dr 4319,23 1836,35 2,35 2482,88

Dr hab. 5620,16 2338,34 2,40 3281,82

Prof. 4000,43 2535,41 1,58 1465,02


Na koniec zauważmy, że relacja pomiędzy średnim, faktycznym dochodem

netto a średnim wynagrodzeniem progowym netto dla badanych grup waha się

w granicach od 66% do 80%. Średnie, miesięczne wynagrodzenie netto z tytułu

pracy na PG nie jest znacząco mniejsze od średniego, miesięcznego, łącznego

wynagrodzenia netto, gdyż nie wszyscy pracownicy posiadają dodatkowe źró-

dła dochodu. Według wyników ankiety około 51% podejmuję dodatkową płatną

pracę poza Politechniką Gdańską i dla tej grupy średni, miesięczny, dodatkowy

dochód netto wynosi około 2005 zł.


Zakończenie W prezentowanej analizie szacowania płacy progowej dla hipotetycznego

kontraktu wprowadzającego warunek jednoetatowości zauważamy, że wielkość

tego wynagrodzenia jest wyższa zarówno od wynagrodzenia zasadniczego jak i

łącznego dochodu pracownika. Takiego stanu rzeczy można doszukiwać się w

wielu przyczynach. Zawód nauczyciela akademickiego i naukowca jest finan-

sowo niedowartościowany. W wielu przypadkach pracownik godzi się na pracę

poniżej swojej reservation wage, gdyż nie pozostaje mu na rynku pracy żadna

alternatywa. Podejmuje pracę naukowo-dydaktyczną na uczelni poniżej swoich

oczekiwań płacowych, gdyż praca ta daje mu wiele satysfakcji i szacunek spo-

łeczny. Potwierdzić to może ostatnie raport CBOS ze stycznia 2009 roku gdzie

zawód profesora uniwersytetu znalazł się na pierwszym miejscu wśród zawo-

dów o największym prestiżu.

Mniej zaskakującym faktem okazało się, że luka płacowa relatywna maleje

wraz ze wzrostem wynagrodzenia zasadniczego. Wynika to z faktu, że osoby

lepiej zarabiające mają relatywnie mniejsze potrzeby finansowe.

Całość przeprowadzonego badania jest wstępem do planowanej ankiety

ogólnopolskiej. Dodatkowo będzie ona wzbogacona o pytania pozwalające po-

wiązać płace progowe i dochody faktyczne z efektywnością naukową pracow-

ników.

Literatura 1. Antos J., Rosen S. (1985), Journal of Econometrics, nr 3, s. 123-150.

2. Blau D. M. (1992), An empirical analysis of employment and unemployment

job search behavior, Industrial and Labor Relations Review, nr 45, s. 738-752.

3. Balu D. M., Robins K. (1990), Job search outcomes for the employed and un-

employed, Journal of Political Economy, nr 98, s. 637-655.

4. Benhabib J., Bull C. (1983), Job search: the choice of intensity, Journal of Po-

litical Economy, nr 91, s. 747-764.

5. Blackaby D. H., Latreille P. L., Murphy P. D., O’Leary N. C., Sloane P. J.

(2007), An analysis of reservation wages for the economically inactive, Eco-

nomics Letters, nr 97, s. 1-5.

6. Bloemen H. G., Stancanelli E. G. F. (2001), Individual wealth, reservation

wages, and transitions into employment, Journal of Labor Economics, nr 19, s.

400-439.

7. Boheim R. (2002), The associacion between reported and calculated reservation

wages, Institute of Social and Economic Research, Working Paper No. 7, Uni-

versity of Essex, UK, s. 1-30.

8. Burdett K., Vishwanath T. (1988), Declining reservation wages and learning,

The Review of Economic Studies, nr 55, s. 655-665.

9. Crosslin R. L., Stevens D. W. (1977), The asking wage-duration of unemploy-

ment relation revisited, Southern Economic Journal, styczeń, s. 1298-1302.

10. Duncan K. (1992), The value of time in household work: estimates from the

NLS data, The Proceedings of the American Council on Consumer Interests, nr

38, s. 163-170.


11. Feldstein M., Poterba J. (1984), Unemployment insurance and reservation wag-

es, Journal of Public Economics, luty-marzec, s. 141-167.

12. Ferber M., Green C. (1985), Homemakers’ imputed wages: results of the Heck-

aman technique compared with women’s own estimates, Journal of Human Re-

sources, nr 20, s. 90-99.

13. Fishe R. (1982), Unemployment insurance and the reservation wages of unem-

ployed, Review of Economics and Statistics, nr 64, s. 12-17.

14. Frankfort-Nachmias CH., Nachmias D. (2001), Metody badawcze w naukach

społecznych, Wydawnictwo Zysk i S-ka, Poznań.

15. Goldhaber D., Destler K., Player D. (2010), Teacher labor markets and the per-

ils of using hedonics to estimate compensating differentials in the public sector,

Economics of Education Review, nr 29, s. 1-17.

16. Gorgens T. (2002), Reservation wages and working hours for recently unem-

ployed US women, Labor Economics, nr 9, s. 93-123.

17. Graves P., Marchand J., Sexton R. (2002), Hedonic wage equations for higher

education faculty, Economic of Education Review, nr 21, s. 491-496.

18. Gronau R. (1973), The intrafamily allocation of time : the value of the house-

wives’ time, American Economic Review, nr 63, s. 634-651.

19. Heckman J. (1974), Shadow prices, market wages and labor supply, Economet-

rica, nr 42, s. 679-694.

20. Heywood J. S., White S. B. (1990), Reservation wages and unemployment in

manufacturing: a case study, Applied Economics, marzec, s. 403-414.

21. Hofler R., Murphy K. (1994), Estimating reservation wages of employed work-

ers using a stochastic frontier, Southern Economic Journal, nr 60, s. 961-976.

22. Holzer H. J. (1986), Reservation wages and their labor market effects for black

and white male youth, The Journal of Human Resources, wiosna, s. 157-177.

23. Jones S. R. G. (1988), the relationship between unemployment spell and reser-

vation wages as a test of search theory, The Quarterly Journal of Economics,

listopad, s. 742-765.

24. Jones S. R. G. (1989), Reservation wages and the cost of unemployment, Eco-

nomica, maj, s. 225-246.

25. Kasper H. (1967), The asking price of labor and the duration of unemployment,

The Review of Economics and Statistics, nr 49, s. 165-172.

26. Keppel G., Wickens T. (2004), Design and analysis: A researcher’s handbook

(4th ed.), Upper Saddle River, New York.

27. Kiefer N., Neumann G. (1979), An empirical job-search model with a test of

the constant reservation wage hypothesis, Journal of Political Economy, s. 89-

107.

28. Kwiatkowski E. (2002), Bezrobocie. Podstawy teoretyczne, PWN, Warszawa,

s. 162.

29. Lambert P. (2001), The distribution and redistribution of income, Manchester

University Press, Manchester, New York.

30. Lancaster T. (1985), Simultaneous equations models in applied search theory,

Journal of Econometrics, kwiecień, s. 113-126.

31. Lancaster T., Chesher A. (1983), An econometric analysis of reservation wag-

es, Econometrica, listopad, s. 1661-1676.


32. Lindman, H. R. (1974), Analysis of variance in complex experimental designs,

W. H. Freeman & Co. Hillsdale, NJ USA: Erlbaum.

33. McKenna C.J. (1990), The Theory of Search In Labour Market: Current Issues

In Labour Economics, Macmillan, London, s. 33-62.

34. Mohanty M.S. (2005), An alternative method of estimating the worker’s reser-

vation wages, International Economic Journal, grudzień, s. 501-522.

35. Narendranathan W., Nickell S. (1985), Modelling the process of job search,

Journal of Econometrics, nr 28, s. 29-49.

36. Ophem H., Hartog J., Berkhout P. (2011), Reservation wages and starting wag-

es, IZA DP nr 5435, Bonn.

37. Pissarides Ch. (1984), Search intensity, job advertising, and efficiency, Journal

of Labor Economics, nr 2, s. 128-143.

38. Polachek S., Siebert S. (1993), The economics of earnings, Cambridge Univer-

sity Press, Cambridge.

39. Sharpe D., Adbel-Ghany M. (1997), Measurement of the value of Homemak-

er’s time: an empirical test of the alternative methods of the opportunity cost

approach, Journal of Economic and Social Measurement, nr 23, s. 149-162.

40. Smith A. (1976), Wealth of Nations, University of Chicago (Cannan Edition),

Chicago.

41. Szreder M. (2004), Metody i techniki sondażowych badań opinii, Wydawnic-

two PWE, Warszawa.

42. Tukey J.W. (1977), Exploratory Data Analysis, Wydawnictwo Addison-

Wesley.

43. Villa J. M. (2009), A survey on labor markets imperfections in Mexico using

stochastic frontier, Inter-American Development Bank, listopad.

44. Voeks L. F. (2000), The reservation wages, on-the-job search, and turnover, a

stochastic frontier approach, PhD Dissertation, University of Georgia.

45. Watson D., Webb R. (2008), Reservation wage levels in UK and German fi-

nancial services sectors, The Service Industries Journal, nr 28, s. 1167-1182.

46. Wolpin K.I. (1987), Estimating a structural search model: the transition from

school to work, Econometrica, nr 55, s. 801-817.


Aneks

Tablica 1A. Zasady ustalania wynagrodzenia na uczelniach publicznych.

Stanowisko Stawka wyna-

grodzenia zasad-

niczego

Wysokość przecięt-

nego miesięcznego

wynagrodzenia

profesor zwyczajny 3.830 – 10.000

Nie mniejsze niż

391,8 % kwoty ba-

zowej czyli 7197,76

zł brutto

profesor nadzwyczajny posiadający tytuł

naukowy albo tytuł w zakresie sztuki, pro-

fesor wizytujący posiadający tytuł nauko-

wy albo tytuł w zakresie sztuki

3.570 – 8.000

profesor nadzwyczajny posiadający sto-

pień naukowy doktora habilitowanego lub

doktora albo stopień doktora habilitowa-

nego lub doktora w zakresie sztuki, profe-

sor wizytujący posiadający stopień nau-

kowy doktora habilitowanego lub doktora

albo stopień doktora habilitowanego lub

doktora w zakresie sztuki

3.270 – 7.000

docent, adiunkt posiadający stopień nau-

kowy doktora habilitowanego albo stopień

doktora habilitowanego w zakresie sztuki

3.060 – 6.000

Nie mniejsze niż

261,2 % kwoty ba-

zowej czyli 4798,51

zł brutto

adiunkt posiadający stopień naukowy dok-

tora albo stopień doktora w zakresie sztuki,

starszy wykładowca posiadający stopień

naukowy doktora albo stopień doktora w

zakresie sztuki

2.710 – 4.920

starszy wykładowca nieposiadający stop-

nia naukowego albo stopnia w zakresie

sztuki

2.150 – 3.840

asystent 1.740 – 3.120 Nie mniejsze niż

130,6 % kwoty ba-

zowej czyli 2399,25

zł brutto

wykładowca, lektor, instruktor 1.690 – 3.180

Źródło: Ustawa z 27 lipca 2005 roku prawo o szkolnictwie wyższym (Dz. U. z dnia 30 sierpnia

2005 r.) oraz rozporządzenie MNiSW z 2006 roku w sprawie warunków wynagradzania za pracę i

przyznawania innych świadczeń związanych z pracą dla pracowników zatrudnionych w uczelni

publicznej.


Tablica 2A. Wybrane charakterystyki populacji generalnej i próby

Grupa Liczba osób

Pracownicy naukowo-dydaktyczni Politechniki Gdańskiej 1040

Pracownicy do których nie udało się ustalić adresu email bądź posiadają-

cy nieaktualny adres 50

Osoby, które w pełni i poprawnie wypełniły kwestionariusz 154

Osoby, które zdecydowały się na otworzenie kwestionariusza ale nie

wypełniły go poprawnie 136

Osoby, które wypełniły poprawnie kwestionariusz lecz na pytanie o pła-

cę progową wybrało opcję „trudno powiedzieć” 16

Źródło: Opracowanie własne z wykorzystaniem systemu informacji osobowej PG.

Tablica 3A. Wykaz wydziałów na Politechnice Gdańskiej oraz ich skróconych nazw.

Pełna nazwa wydziału Nazwa skrócona

Architektury Arch

Chemiczny Chem

Elektroniki, Telekomunikacji i Informatyki ETI

Elektrotechniki i Automatyki EiA

Fizyki Technicznej i Matematyki Stosowanej FTiMS

Inżynierii Lądowej i Środowiska WILiŚ

Mechaniczny Mech

Źródło: Politechnika Gdańska.

Tablica 4A. Liczba pracowników naukowo-dydaktycznych Politechniki Gdańskiej.

Stopień/tytuł

naukowy

Wydział

Arc

h

Ch

em

ET

I

EiA

FT

iMS

WIL

iŚ

Mec

h

OiO

ZiE

Raz

em

Mgr 14 2 37 20 40 45 11 12 20 197

Dr 48 91 92 53 41 92 69 30 62 575

Dr hab. 19 25 21 15 14 19 18 10 12 158

Prof. 1 33 16 10 10 13 11 7 7 110

Razem 82 151 166 98 105 169 109 59 101 1040

Źródło: Opracowanie własne z wykorzystaniem systemu informacji osobowej PG.

Tablica 5A. Liczba zwrotów poprawnie wypełnionych ankiet.

Stopień/tytuł

naukowy

Wydział

Arc

h

Ch

em

ET

I

EiA

FT

iMS

WIL

iŚ

Mec

h

OiO

ZiE

Raz

em

Mgr 2 0 6 5 8 5 1 2 3 32

Dr 4 8 12 6 3 16 17 6 20 92

Dr hab. 0 5 3 3 1 4 2 4 3 25

Prof. 0 2 1 0 0 0 1 0 1 5

Razem 6 15 22 14 12 25 21 12 27 154

Źródło: Opracowanie własne na bazie wyników ankiety.


Tablica 6A. Liczba odpowiedzi pełnych na pytanie o płace progową w warunkach hipo-

tetycznego kontraktu.

Stopień/tytuł

naukowy

Wydział

Arc

h

Ch

em

ET

I

EiA

FT

iMS

WIL

iŚ

Mec

h

OiO

ZiE

Raz

em

Mgr 1 0 6 4 5 5 1 2 3 26

Dr 4 7 11 6 2 16 12 6 19 82

Dr hab. 0 4 3 3 1 4 2 3 3 23

Prof. 0 2 1 0 0 0 1 0 1 5

Razem 5 13 21 13 8 25 16 11 26 138

Źródło: Opracowanie własne na bazie wyników ankiety.

Tablica 7A. Wagi dla szacowania faktycznych dochodów.

Stopień/tytuł

naukowy

Wydział

Arc

h

Ch

em

ET

I

EiA

FT

iMS

WIL

iŚ

Mec

h

OiO

ZiE

Mgr 1,04 0,00 0,91 0,59 0,74 1,33 1,63 0,89 0,99

Dr 1,78 1,68 1,14 1,31 2,02 0,85 0,60 0,74 0,46

Dr hab. 0,00 0,74 1,04 0,74 2,07 0,70 1,33 0,37 0,59

Prof. 0,00 2,43 2,37 0,00 0,00 0,00 1,63 0,00 1,04

Razem 1,04 0,00 0,91 0,59 0,74 1,33 1,63 0,89 0,99

Źródło: Opracowanie własne.

Tablica 8A. Wagi dla szacowania płacy progowej hipotetycznego kontraktu.

Stopień/tytuł

naukowy

Wydział

Arc

h

Ch

em

ET

I

EiA

FT

iMS

WIL

iŚ

Mec

h

OiO

ZiE

Mgr 2,07 0,00 0,91 0,74 1,19 1,33 1,63 1,78 0,99

Dr 1,78 1,93 1,24 1,31 3,04 0,91 0,85 0,74 0,48

Dr hab. 0,00 0,93 1,04 0,74 2,07 0,70 1,33 0,49 0,59

Prof. 0,00 2,44 2,37 0,00 0,00 0,00 1,63 0,00 1,04

Źródło: Opracowanie własne.

Tablica 9A. Wyniki jednoczynnikowej analizy ANOVA.

Test jednorodności wa-

riancji Browna-Forsythe’a Analiza wariancji Test mediany

F p F p χ2 p

Fak

tycz

ne

do

cho

dy Mgr 0,454 0,857 2,197 0,076 7,477 0,381

Dr 1,080 0,386 2,595 0,014 25,168 0,002

Drch 0,895 0,516 0,773 0,612 8,653 0,279

Dr hab. 0,790 0,610 1,107 0,418 6,200 0,517

Prof. --- --- 2,868 0,127 4,950 0,176

Hip

ote

-

tycz

ny

ko

ntr

akt

Mgr 0,860 0,552 2,300 0,065 11,210 0,130

Dr 0,845 0,566 2,595 0,015 7,697 0,464

Drch 0,750 0,631 0,777 0,608 3,341 0,852

Dr hab. 0,631 0,723 0,639 0,717 6,881 0,441

Prof. --- --- 0,757 0,558 3,214 0,360

[Drch grupa pracowników z tytułem dr za wyjątkiem pracowników Wydziału Chemicznego]

Źródło: Opracowanie własne z wykorzystaniem programu Statistica 9.1.


Rysunek 1A. Fragment ankiety badawczej.

Źródło: Ankieta badawcza. Rysunek 2A. Wartości odstające i ekstremalne dla dochodu faktycznego.



Rysunek 3A. Wartości odstające i ekstremalne dla płacy progowej.


Rysunek 4A. Porównanie płac progowych dla grupy doktorów.



Streszczenie Artykuł przedstawia wyniki badań, których celem było oszacowanie najniższego, ak-

ceptowalnego wynagrodzenia pracowników naukowo-dydaktycznych uczelni publicz-

nej w warunkach hipotetycznego kontraktu i ustalenie jej relacji do faktycznie otrzy-

mywanego wynagrodzenia. Oszacowania tego dokonano na podstawie wyników badań

ankietowych (self-reported reservation wage) przeprowadzonych wśród pracowników

naukowo-dydaktycznych Politechniki Gdańskiej w okresie od 10 maja do 30 czerwca

2010 roku. Respondentom przedstawiono hipotetyczny kontakt o następujących warun-

kach: praca naukowa plus typowa praca organizacyjna, roczne pensum 180 godzin,

niepodejmowanie żadnej dodatkowej pracy poza uczelnią, nawet bezpłatnej.

Prezentowane w opracowaniu oszacowania płacy progowej (reservation wage) przy

warunku jednoetatowości okazują się być znacząco wyższe od zarówno wynagrodzenia

zasadniczego jak i łącznego dochodu pracowników naukowo-dydaktycznych.

Estimating the reservation wage of academic teachers in a hypothetical

contract (in example of Gdansk University of Technology) (Summary) The article presents the results of estimation of reservation wages of academic

teachers in terms of a hypothetical contract and determine its relation to the salary actu-

ally received. Estimates of this was based on survey results (self-reported reservation

wage), conducted among academics teachers of Technical University of Gdansk in the

period from 10 May to 30 June 2010. Respondents were presented a hypothetical con-

tact with following conditions: scientific work plus the typical organizational work,

annual 180 hours lessons and not taking any additional work outside the university,

even for free.

Documents

Estymacja progowej płacy pracowników naukowo dydaktycznych ...zif.wzr.pl/pim/2011_4_8_33.pdf · 2. Wyniki Dla porównania oszacowanych średnich płac progowych hipotetycznego kontraktu