UNIVERSITETI “ALEKSANDËR MOISIU”, DURRËS FAKULTETI I BIZNESIT

DEPARTAMENTI I SHKENCAVE EKONOMIKE

Tezë Disertacioni

IMPAKTI I DREJTPËRDREJTË FINANCIAR I

ARSIMIT TË LARTË TEK TË ARDHURAT PERIODIKE

TË PUNONJËSVE SHQIPTARË

Punë kërkimore e disiplinës së ekonomisë së edukimit dhe punës, me

të dhëna të siguruara nga individë me punësim në lokalitetet urbane

dhe gjysmë-urbane të vendit

Nga

Orion GARO

Tezë e mbrojtjes së gradës shkencore “Doktor”

Udhëheqës shkencor

Prof. Dr. Ilia KRISTO

DURRËS, 2018

1

Copyright ©

Orion Garo

Universiteti “Aleksandër Moisiu, Durrës

Cikli i Tretë, Doktoraturë

2

Udhëheqësi i doktorantit Orion Garo vërteton se ky është version i miratuar i

disertacionit të mëposhtëm:

IMPAKTI I DREJTPËRDREJTË FINANCIAR

I ARSIMIT TË LARTË TEK TË ARDHURAT PERIODIKE

TË PUNONJËSVE SHQIPTARË

Doktoranti Udhëheqësi i Temës

Orion Garo Prof. Dr. Ilia Kristo

____________________ ____________________

Disertacion i paraqitur në:

Fakulteti i Biznesit,

Universiteti “Aleksandër Moisiu” Durrës,

në përputhje të plotë

me kërkesat

për gradën “Doktor”.

Universiteti “Aleksandër Moisiu” Durrës

Maj, 2018

3

Dedikim:

Ja dedikoj këtë punë të gjatë dhe impenjative akademike gruas sime Majlinda

dhe djalit tim Lukas Etern. Kam bindjen që pa mbështetjen dhe tolerancën e

pakufizuar të familjes një sipërmarrje e këtyre përmasave në rrafshin personal

nuk mund të realizohet.

4

Mirënjohje:

I jam thellësisht mirënjohës për përmbushjen e kësaj arritjeje në planin profesional:

Udhëheqësit shkencor dhe bashkëpunëtorit tim kryesor në këtë rrugëtim

akademik disavjecar, Prof. Ilia Kristo. Ndihma dhe këshillat e vyera të tij

krijuan kushtet për një koordinim sa më optimal të etapave, dhe një përmbyllje

të suksesshme të këtij bashkëpunimi kërkimor.

Personelit administrativ të universitetit, dhe profesorëve të angazhuar me

procedurat e nevojshme të jurisë së doktoraturës, për përkrahjen dhe

mbështetjen e vazhdueshme.

Gjithë bashkëpunëtorëve dhe asistuesve të mi (studentë, kolegë dhe të njohur),

pa të cilët grumbullimi i të dhënave të nevojshme për realizimin e studimit nuk

do të ishte i mundur.

Një falënderim i vecantë shkon për zonjushat Pranvera Elezi dhe

Marseda Xarba, për sigurimin, dhe ndihmën me përpunimin, e

informacionit të Institutit të Statistikave.

Të afërmve:

Prindërve të mi, të cilët kanë qenë gjithmonë kritikët më të drejtpërdrejtë dhe

shtysat më të forta të miat për përparim; motrës sime për praninë dhe

mbështetjen e vazhdueshme.

5

Deklaratë mbi origjinalitetin:

Orion Garo

Deklaroj se kjo tezë përfaqëson punën time origjinale dhe nuk kam përdorur burime të

tjera, përveç atyre të shkruajtura nëpërmjet citimeve.

Të gjitha të dhënat: tabelat, figurat dhe citimet në tekst, të cilat janë riprodhuar prej

ndonjë burimi tjetër, duke përfshire edhe internetin, janë pranuar në mënyre eksplicide

si të tilla.

Jam i vetëdijshem se në rast të mospërputhjeve, Këshilli i Profesorëve të UAMD-së

është i ngarkuar të më revokojë gradën “Doktor”, që më është dhënë mbi bazën e kësaj

teze, në përputhje me “Rregulloren e programeve të studimit të ciklit të tretë

(Doktoratë)” të UAMD-së, neni 33, miratuar prej Senatit Akademik të UAMD-së me

Vendimin nr.____, datë _____________ .

Durrës, më 20 maj, 2018. (firma)

6

PËRMBLEDHJE:

Kjo punë kërkimore është mbrojtja e tezës së disertacionit me titull: “Impakti i

drejtpërdrejtë financiar i arsimit të lartë tek të ardhurat periodike të punonjësve

shqiptarë.” Kërkimi është i disiplinës së ekonomisë së edukimit dhe punës, me të dhëna

të siguruara nga individë me punësim në lokalitetet urbane dhe gjysmë-urbane të vendit.

Qëllimi i tij është identifikimi i diferencës së pagës mesatare të punonjësit me arsim të

lartë dhe asaj të punonjësit me arsim të mesëm në tregun shqiptar të punës. Trajtimi i

çështjes bëhet nëpërmjet dhënies së përgjigjeve për pyetjen kryesore të kërkimit, duke

marrë njëra pas tjetrës në analizë hipotezat e kërkimit, të cilat kanë katër hipoteza

kryesore dhe dy shoqëruese. Pyetja kryesore e kërkimit është: “Në ç’përqindje

kontribuon përvetësimi i suksesshëm i një diplome të arsimit të lartë të nivelit të parë

(BA) nga një institucion i arsimit të lartë, në një rritje të nivelit total të të ardhurave

periodike të punonjësit shqiptar me punë në Shqipëri?” Kërkimi kryhet me të dhëna të

grumbulluara nëpërmjet pyetësorëve, të cilët u shpërndanë tek individë me banim në

zonat urbane dhe gjysmë-urbane të vendit. Metodologjia e përzgjedhur për

identifikimet sasiore të punimit është zbatimi i një specifikimi ekonometrik të bazuar

në funksionin e të ardhurave të J. Mincer. Gjetjet kryesore të kërkimit janë: në fund të

karrierës së tij profesionale, punonjësi shqiptar me arsim të lartë do të ketë përfituar

financiarisht rreth 18% më shumë sesa punonjësi shiptar me arsim të mesëm. Ndërkohë,

të ardhurat e tij mujore janë mesatarisht 42% më të larta se ato të punonjësit me arsim

të mesëm.

Fjalë kyçe:

Kapital njerëzor, të ardhura, kompensime, periodike, paga, edukim, eksperiencë pune,

produktivitet.

7

ABSTRACT:

This research work is the defense of the dissertation thesis titled: “The direct financial

impact of higher education on the periodic earnings of the Albanian employees.” The

research belongs to the economics of education and labor discipline, with data gathered

from individuals employed in urban and semi-urban areas of Albania. Its objective is

to identify the difference between the average earnings obtained by employees with

Bachelor’s Degree compared to those obtained by employees with High School

Diploma. The subject is tackled through a provision of answers for the research main

question, consecutively analyzing the research hypotheses, four of which are pivotal

and the remaining two are peripheral. The research main question is: “To what

percentage the successful attainment of a Bachelor’s Degree contributes to an increased

level of total periodic earnings in the case of the Albanian employee employed in

Albania?” The research is conducted with data gathered through questionnaires, which

were handed to individuals living in urban and semi-urban areas of the country. The

selected methodology employed for the research quantitative identifications is the

application of an econometric specification based on J. Mincer’s earnings function. The

main findings of the research are: by the end of his working career, the Albanian

employee with a Bachelor’s Degree will have accumulated from periodic earnings a

financial wealth roughly 18% higher than the Albanian employee with e High School

Diploma. Meanwhile, his monthly earnings are on average 42% higher than those

earned by the employee with a High School Diploma.

Key words:

Human capital, Earnings, Periodic, Wages, Education, Work experience, Productivity.

8

PËRMBAJTJA:

KREU I: HYRJE ....................................................................................................... 14

1.1. Motivimi për kryerjen e studimit ..................................................................... 17

1.2. Kontributi që ofron studimi ............................................................................ 19

1.3. Objektivat studimore ....................................................................................... 20

1.4. Konteksti ku bazohet puna kërkimore ............................................................ 21

1.5. Pyetja dhe hipotezat e kërkimit ....................................................................... 23

1.6. Kufizimet ........................................................................................................ 25

KREU II: LITERATURA E SHQYRTUAR .......................................................... 29

2.1. Kapitali njerëzor si bazë teorike për lidhjen e ndërsjellë midis arsimimit dhe

produktivitetit në punë .................................................................................... 31

2.2. Roli i kapitalit njerëzor në kompensimin periodik që punonjësi siguron nga

punëdhënësi ..................................................................................................... 38

2.3. Kompensimi që siguron punonjësi nga tregu shqiptar i punës ....................... 40

2.4. Kontributi i Mincer, Schultz dhe Becker në Teorinë e kapitalit njerëzor ....... 46

2.5. Funksioni i të Ardhurave i Mincer-it .............................................................. 49

2.6. Shndërrimi matematik i modelit ekonomik të Mincer-it në një regresion të

mirëfilltë ekonometrik ..................................................................................... 50

2.7. Arsyet e thjeshtësisë dhe prakticitetit të funksionit të të ardhurave

i Mincer-it ....................................................................................................... 55

2.8. Shqyrtimi i literaturës kërkimore-shkencore tek e cila ka gjetur zbatim

funksioni i të ardhurave i Mincer-it ................................................................ 57

KREU III: METODOLOGJIA E NDJEKUR DHE INSTRUMENTI I

PËRDORUR ......................................................................................... 60

3.1. Metodologjia ................................................................................................... 60

3.2. Shfrytëzimi i testit pilot .................................................................................. 64

3.3. Përpunimi i të dhënave .................................................................................... 67

3.4. Supozimi – për efekt krahasimi – i versionit të palogaritmuar të modelit ...... 74

3.5. Demostrime të aftësive parashikuese të modelit ............................................. 76

KREU IV: ANALIZA E REZULTATEVE DHE GJETJET ............................... 79

4.1. Shqyrtimi i hipotezave kryesore ..................................................................... 79

4.2. Shqyrtimi i hipotezave shoqëruese ............................................................... 101

KREU V: INTERPRETIMET E REZULTATEVE, PËRFUNDIME DHE

REKOMANDIME ................................................................................ 106

9

5.1. Interpertimet e rezultateve të siguruara nga hipotezat kryesore .................... 106

5.2. Interpretimet e rezultateve të siguruara nga hipotezat shoqëruese ................ 111

5.3. Disa njehsime të tjera që rrjedhin nga rezultatet e hipotezave shoqëruese .... 112

5.4. Krahasime të rezultateve të siguruara nga studimi me shifrat e raportuara

për Evropën dhe SHBA-të ............................................................................ 113

5.5. Përfundime ..................................................................................................... 120

5.6. Rekomandime ................................................................................................ 122

BIBLIOGRAFIA...................................................................................................... 125

SHTOJCA ................................................................................................................. 129

LISTA E TABELAVE:

Tabela 1………………………………………………………………………………45

Tabela 2………………………………………………………………………………52

Tabela 3………………………………………………………………………………67

Tabela 4………………………………………………………………………………68

Tabela 5………………………………………………………………………………72

Tabela 6………………………………………………………………………………75

Tabela 7………………………………………………………………………………83

Tabela 8………………………………………………………………………………89

Tabela 9……………………………………………………………………………..119

LISTA E FIGURAVE:

Figura 1……………………………………………………………………………….34

Figura 2……………………………………………………………………………….39

Figura 3……………………………………………………………………………….41

Figura 4……………………………………………………………………………….41

Figura 5……………………………………………………………………………….42

Figura 6……………………………………………………………………………….43

Figura 7……………………………………………………………………………….44

Figura 8……………………………………………………………………………….44

Figura 9……………………………………………………………………………….46

10

Figura 10……………………………………………………………………………...52

Figura 11……………………………………………………………………………...70

Figura 12……………………………………………………………………………...71

Figura 13……………………………………………………………………………...71

Figura 14……………………………………………………………………………...73

Figura 15……………………………………………………………………………...81

Figura 16……………………………………………………………………………...82

Figura 17……………………………………………………………………………...84

Figura 18……………………………………………………………………………...84

Figura 19……………………………………………………………………………...86

Figura 20……………………………………………………………………………...95

Figura 21……………………………………………………………………………...95

Figura 22…………………………………………………………………………….101

Figura 23…………………………………………………………………………….108

Figura 24…………………………………………………………………………….115

Figura 25…………………………………………………………………………….118

Figura 26…………………………………………………………………………….120

11

AKRONIME

AL Kategoria e punonjësve me arsim të lartë në kampion

AM Kategoria e punonjësve me arsim të mesëm në kampion

BA Diplomë e edukimit të lartë (Bachelor's Degree)

BB (WB) Banka Botërore (The World Bank)

BE (EU) Bashkimi Evropian (European Union)

BMI Indeksi i masës trupore (Body Mass Index)

CESEE Evropa Qendrore, Lindore dhe Juglindore (Cenral, Eastern and

Southeastern Europe)

CPI Indeksi i çmimeve të konsumit

ECTS Sistemi Evropian i transferimit dhe grumbullimit të krediteve (European

Credit Transfer and Accumulation System)

F Femër

FMN (IMF) Fondi Monetar Ndërkombëtar

GDP Prodhimi i brendshëm bruto (Gross Domestic Product)

H Kapitali njerëzor

HAVER Platformë të dhënash statistikore (Haver Analytics)

IHD Investimi i huaj i drejtpërdrejtë

INSTAT Instituti i Statistikave të Republikës së Shqipërisë

JMP Paketë statistikore (JMP Statistical Discovery Software)

K Kapitali fizik

LDC Vendet më pak të zhvilluara (Least Developed Countries)

M Mashkull

MA Diplomë e nivelit "Master" për artet (Master of Arts degree)

MSc Diplomë e nivelit "Master" për shkencat (Master of Sciences degree)

MW Mega vat

NLSY Anketë e grumbullimit të të dhënave në SHBA (National Longitudinal

Survey of Youth)

OECD Organizata për bashkëpunim dhe zhvillim ekonomik (Organisation for

Economic Co-operation and Development)

P Produktiviteti

S Vite edukim

SAS Paketë statistikore (Statistical Analysis System)

SPSS Paketë statistikore (Statistical Package for the Social Sciences)

TR Tirana urbane

12

W Pagat (wages)

WEO Perspektiva ekonomike botërore (World Economic Outlook)

X Vitet e eksperencës së supozuar (potenciale)

Y Variabli i interesit

ZB Zonat bregdetare të vendit

ZM Zonat malore të vendit

ZQ Zonat qendrore të vendit

SQARIME MBI TERMINOLOGJINË

"Të ardhura": ...........(Ekuivalent me “kompensim”); në studim tepër rrallë përdoret

termi “pagë”. Autori është kujdesur që t’i mbledhë të dhënat për të

reflektuar ardhurat (kompensimet) që punonjësit sigurojnë nga

punëdhënësit, dhe t’i kryejë analizat kërkimore bazuar mbi këto të

dhëna, jo mbi ato për pagën. Paga është shpërblimi periodik

(mujor, dyjavor, javor, etj.) i pandryshueshëm që punëdhënësi i

detyrohet punonjësit për shërbimet e tij ditore në punë. Të ardhurat

(ose kompensimi) janë e gjithë masa e përfitimeve periodike neto

(pas detyrimeve) që punonjësi përfiton nga punëdhënësi, ku përveç

pagës mund të përfshihen, pagesat periodike për punë jashtë orarit,

shpërblimet e ndryshme periodike (të lejeve, në bazë të

përqindjeve, bonuset, dietat), etj. Duhet theksuar, sidoqoftë, se në

pjesën dërrmuese të vrojtimeve të kampionit, veçanërisht për

sektorin privat, të ardhurat u raportuan të barazvlefshme me pagën.

"Periodike": .............Të gjitha analizat sasiore të kësaj pune kërkimore bazohen mbi të

ardhurat orare. Të intervistuarit nuk raportojnë në pyetësorë të

ardhurat orare; ata raportojnë të ardhurat e siguruara nga

punëdhënësi mbi bazë intervalesh kohore të caktuara, kryesisht

mujore. Por ka patur dhe raportime për kompensime tremujore

dyjavore, javore, etj. Gjithashtu pyetësorët kanë kërkuar

raportimin e saktë të orëve të punës në javë. Duke llogaritur javët

mesatare në muaj (4.348), autori i ka përdorur këto të dhëna për

njehsimin e të ardhurave në orë për secilin vrojtim të kampionit.

Modeli ekonometrik është ndërtuar për të marrë input nga – e për

rrjedhojë dhënë autput për – të ardhurat orare. Arsyeja kryesore

pse autori i është referuar këtij periodiciteti kompensimi, dhe jo

atij mujor, për analizat kërkimore është mungesa e theksuar e

uniformitetit në përcaktimin e ditëve të punës në javë, dhe orëve

në ditë, nga punëdhënësit shqiptarë (sidomos kur bëhet fjalë për

ndërmarrjet e vogla të sektorit privat). Në këtë mënyrë, nevojitej

që fillimisht të njehsoheshin të ardhurat orare, pastaj ato të

shumëzoheshin për numrin e orëve të raportuara të punës në muaj,

13

për të njehsuar mesataret e të ardhurave mujore. Në këto kushte, u

pa e arsyeshme të përdorej termi “të ardhura periodike” ose

“kompensim periodik” duke qenë se modeli mundëson njehsimin

e të ardhurave për periudha të ndryshme kohore, duke filluar që

nga ora e deri tek muaji apo viti.

“Arsim i lartë”: ........Niveli i edukimit formal të kryer nga punonjësi, i kurorëzuar me

sigurimin e diplomës së ciklit të parë të arsimit terciar, njohur

ndryshe në Perëndim si niveli Bachelor (BA). Për kryerjen e këtij

niveli edukimi aktualisht në Shqipëri, në bazë të “Ligjit për arsimin

e lartë dhe kërkimin shkencor në institucionet e arsimit të lartë në

Republikën e Shqipërisë” (2015), studenti duhet të sigurojë jo më

pak se 180 kredite evropiane (ECTS) në institucionin e arsimit të

lartë ku ai regjistrohet, të shpërndara sipas një ngarkese normale

prej 60 ECTS në dy semestra të një viti akademik. Pra, një program

tipik i ciklit të parë të arsimit të lartë në Shqipëri zakonisht shtrihet

në 6 semestra dhe zgjat 3 vite. Përpara vitit 2007, programi tipik i

ciklit të parë të arsimit të lartë në Shqipëri ka qenë 8 semestra (4

vite).

“Arsim i mesëm”: ...Niveli i edukimit formal të kryer nga punonjësi, i kurorëzuar me

sigurimin e diplomës së shkollës së mesme (të përgjithshme ose

profesionale).

“Vit-moshë”: ...........Mosha e të intervistuarve të kampionit të cilët i përkasin të njëjtit

vit lindjeje. Për shembull, individët që kanë lindur në vitin 1980 i

përkasin vit-moshës së 37-vjeçarëve.

14

KREU I: HYRJE

Ndër temat më të nxehta të aktualitetit social-ekonomik të këtyre dy dekadave

të fundit, jo vetëm në Shqipëri por në gjithë rajonin e Ballkanit e më gjerë në Evropën

Lindore e Jugore, është papunësia e rinisë. Shpesh shohim të publikohen në masmedia

shifra për normat anormalisht të larta të papunësisë, dhe shumë shpesh problematikat

kanë lidhje me të diplomuarit e universiteteve, masën e re të fuqisë së kualifikuar

punëtore, të cilët e kanë tepër të vështirë për të siguruar vende pune.

Sa i përket Shqipërisë, njihen mirë faktet mbi nivelet jashtëzakonisht të ulëta të

pagave që të porsa-diplomuarit nga arsimi i lartë përfitojnë gjatë viteve të tyre të para

të punësimit, të cilat shpesh janë pjesë e aktiviteteve të pandershme dhe skemave

mashtruese që punëdhënësit në territorin shqiptar kryejnë ndaj të rinjve në këmbim të

sigurisë relative ekonomike që të ofron vendi i punës. Në më të shumtën e herëve ama,

shifrat në lidhje me këto nivele pagash janë jo-zyrtare, të paqarta, spekulative, dhe të

interpretuara në mënyrë jo-adekuate.

Nuk vihet në dyshim fakti se përgjithësisht ata pjesëtarë të fuqisë punëtore që

zotërojnë një diplomë të arsimit të lartë sigurojnë të ardhura më të larta – gjatë karrierës

së tyre në punë – krahasuar me ata që nuk i kanë ndërmarrë studimet e larta. Gjithsesi,

kur marrim rastin e një vendi të vogël në zhvillim, i cili për çerek shekulli ka mbetur i

bllokuar në një tranzicion të tejzgjatur drejt ekonomisë së tregut, mbetet e papërcaktuar

deri në çfarë shkalle investimi në arsimin e lartë ndikon në një rritje eventuale të të

ardhurave nga pagat.

Mikroklima ekonomike që karakterizon Shqipërinë, e krijuar si rezultat i një

liste të gjatë faktorësh të lidhur me ekonominë dhe kapacitetet e prodhimit, specifikisht:

mungesa absolute e tregjeve financiare;

kaosi total që spikat në situatën aktuale të pronësisë mbi tokën e punueshme,

truallin dhe banesat;

pamjaftueshmëria alarmante e IHD për shkak të pritshmërive për rentabilitet

të ulët sa i përket kthimit nga investimi, dhe;

rezerva aspak e konsiderueshme e krahut të punës fizike dhe të pakualifikuar

e nevojshme për të thithur investimet në industritë e punës fizike intensive;

]...[ e ka shndërruar vendin tonë në një ‘anomali’ sa i përket kërkesës për punë.

Pjesa më e madhe e familjeve shqiptare, kryesisht për shkak të një tradite të

trashëguar që e ka zanafillën nga sistemi politik njëpartiak në Shqipëri, investojnë

konsiderueshëm në arsim. Sidoqoftë, është rritur në këto familje pasiguria në lidhje me

të ardhurat e ardhshme që do të mundësojë ky investim. Komercializimi i shërbimit të

edukimit të lartë gjatë dekadës së fundit gërshetuar me një evidencë empirike të

qëndrueshme të prirjeve rritëse të papunësisë ndër të rinjtë e arsimuar të vendit, së

15

bashku me një sërë faktorësh social-ekonomikë (emigracioni i të rinjve, largimi i trurit,

përfitimet e lehta ekonomike nëpërmjet praktikave ilegale si eksportimi i kanabisit,

transportimi dhe shitja e drogërave të forta, apo mundësimi i tranzitit ilegal të qenieve

njerëzore) i kanë bërë shqiptarët të ndihen më skeptikë në lidhje me dobinë reale të

investimit në arsim – dhe veçanërisht në arsimin e lartë duke qenë se pikërisht në këtë

nivel nevojitet investim i konsiderueshëm financiar i familjeve.

Një fenomen aktual i vënë re, që tashmë evidentohet prej vitesh në Shqipëri

është mungesa e fuqisë punëtore me përvojë në punë dhe në profesione specifike. Këtë

më shumë se kushdo e has sektori privat dhe veçanërisht investitorët e huaj që operojnë

në vendin tonë, të cilët shpesh janë të detyruar të importojnë punonjës të kualifikuar

nga jashtë. Natyra moderne e kryerjes efiçente të punës dhe prodhimit dikton që

punëkërkuesit të aftësohen në proceset e teknologjisë së avancuar, dhe kjo kërkon nivel

cilësor shkollimi në fushën në të cilën shërbimet e punëkërkuesit nevojiten, si dhe

përvojë të konsiderueshme pune apo ekspertize, gjë e cila nënkupton që punëkërkuesi

të jetë i sprovuar në profesionin e tij.

E vërteta përsa i përket vendit tonë qëndron në atë trajtë të produktivitetit tipik

shqiptar për të cilën dihet më së miri, se krahas normës së konsiderueshme të

papunësisë, ne kemi një përqindje të lartë të punëkërkuesve joprofesionalë dhe të

papërgatitur për tregjet aktuale të punës. Dhe kjo papërgatitje vjen si rezultat i dy

faktorëve thelbësorë: [1] nivelit të dobët të arsimimit në fushën përkatëse, dhe [2]

pamjaftueshmërisë së përvojës në punë – faktor ky që në përgjithësi është rrjedhojë

direkte dhe indirekte e faktorit 1. Pra niveli i dobët i arsimimit shpesh çon në rritjen

eventuale të normës së papunësisë nga njëra anë, dhe nga ana tjetër në importimin e

ekspertëve të huaj për të kryer punët që u takojnë shqiptarëve.

Papunësia në përgjithësi, dhe veçanërisht ajo e hasur tek të rinjtë, nuk është

karakteristikë vetëm e Shqipërisë apo e rajonit të Ballkanit. Ajo haset kudo, që nga

vendet e botës së tretë në Afrikë deri tek ato më të zhvilluarat në Skandinavi. Zhvillimi

i vrullshëm i teknologjisë ka bërë që qendrave të prodhimit të mos u nevojitet i njëjti

numër njerëzish për të mundësuar të njëjtën sasi autputi.

Në një studim të universitetit të Oxford-it lidhur me tkurrjen e punësimit të

amerikanëve si rezultat i kompiuterizimit të punës, autorët dalin në përfundimin se rreth

47% e punësimit total në SHBA klasifikohet në kategorinë e rrezikshmërisë së lartë për

zëvendësim nga puna e makinave brenda një periudhe prej dy dekadash (Frey &

Osborne, 2013, p. 44). Ky fenomen njihet si ‘evolucioni i punës’. Për shkak të tij,

procesi i prodhimit po bëhet i automatizuar dhe gjithnjë e më efiçent, që do të thotë se

edhe aspektet mbështetëse të vjetra të këtij procesi do të preken. Tek aspektet e vjetruara

të procesit të prodhimit natyrisht futet përfshirja në të e një pjese të konsiderueshme të

energjive dhe vitalitetit fizik të njerëzve, gjë e cila, me automatizimin gradual të

procesit të prodhimit, po kthehet gjithnjë e më shumë në një faktor të panevojshëm.

Normalisht, kur puna (kryesisht fizike dhe me natyrë automatike1) e njerëzve fillon të

marrë një status në ulje, vendet e punës që fillimisht eliminohen gjatë periudhës së

recesionit vijojnë ristrukturimin gjatë periudhës së riaftësimit të ekonomisë. Pikërisht

kjo po ndodh dhe aktualisht në Shqipëri.

1 Tek puna me natyrë automatike përfshihen të gjitha ato aktivitete prodhimi tek të cilat puna e njeriut

mund të zëvendësohet lehtësisht me atë të makinës, si p.sh: punët që i përkasin kryesisht sektorit të

shërbimeve si arketarët, shitësit e pakicës, nëpunësit e zyrave, etj.

16

Është e nevojshme të konsiderohen dy aspekte themelore përsa i përket

pamjaftueshmërisë së fuqisë punëtore të kualifikuar në vendin tonë, gjë e cila ushtron

ndikim të drejtpërdrejtë në rritjen e normës së papunësisë. Aspekti i parë lidhet pikërisht

me shtjellimin që bëmë më sipër për automatizimin e procesit të prodhimit, i cili çon

në një prirje rënëse të kërkesës për punë fizike dhe punë me natyrë automatike. Aspekti

i dytë lidhet me cilësinë e kualifikimit të punonjësve. Dy burimet kryesore që

mundësojnë cilësinë e kualifikimit janë [1] edukimi formal dhe [2] trajnimi në vendin

e punës. (Një burim i tretë mund të jetë talenti apo gjenialiteti i lindur i punonjësit, po

ky i fundit ndodh shumë rrallë për t’u trajtuar si faktor më vete.)

Për vetë faktin se, që një punonjës i ri i kualifikuar të sigurojë një vend pune,

atij i duhet të dëshmojë se është i aftë ta kryejë punën, janë pikërisht kredencialet e

edukimit formal ato që i mundësojnë punonjësit që fillimisht të sigurojë vendin e punës

dhe eventualisht të trajnohet në të. Pra, kur flasim për aktivitete prodhimi që kërkojnë

fuqi punëtore të kualifikuar apo ekspertizë të veçantë, pa edukimin formal të nevojshëm

kandidati për punë e ka tepër të vështirë të sigurojë trajnim në vendin e punës pasi e ka

tepër të vështirë që fillimisht të punësohet.

Duhet theksuar së cilësia e kualifikimit të punonjësit influencohet së tepërmi

nga cilësia e edukimit formal që punonjësi ka marrë gjatë viteve të tij të shkollimit. Janë

të shumta dhe vështirë të kontestueshme dëshmitë anekdotike të cilësisë së lartë të

edukimit formal dhe profesionalizmit të mësuesisë dhe pedagogjisë gjatë periudhës së

sistemit njëpartiak në vendin tonë. Nuk mund të mohoet që shumë nga profesionistët e

vërtetë shqiptarë sot, në cilëndo fushë të produktivitetit dhe ekspresivitetit njerëzor në

Shqipëri – shkencë, art, sport, mjeksi, ekonomi, administrim, inxhinieri, drejtësi,

diplomaci, etj – e kanë përfituar rigorozitetin e profesionalizmit të tyre nga shkollat e

atij sistemi.

Nga ana tjetër, është lehtësisht e vrojtueshme dhe e faktueshme dekadenca e

cilësisë së sistemit aktual shqiptar të edukimit. Për shkaqe nga më të ndryshmet, por që

kryesisht lidhen me aspektet financiare, profesionistët tanë më të mirë të fushës së

mësimdhenies, qofshin këta të arsimuar në sistemin e kaluar apo në këtë aktual, në

Shqipëri apo jashtë saj, kanë tendencë të fortë të largohen dhe të kontribuojnë

profesionalisht jashtë vendit. Kjo ka bërë që mediokriteti, papërgjegjshmëria

profesionale, dhe praktikat abuzive të korrupsionit të bëhen pjesë e pandarë e traditës

së edukimit dhe mësimdhënies në vendin tonë.

Natyrisht, degradimi i traditës së mësimdhënies mbart pasoja tepër negative për

edukimin e prurjeve të reja të fuqisë punëtore shqiptare. Në përfundim të jetës së tyre

shkollore, një pjesë e konsiderueshme e punonjësve dhe punëkërkuesve të rinj

shqiptarë, për mangësi në cilësitë e tyre të shkollimit dhe profesionalizëm jo të

mjaftueshëm, gjenden të papërgatitur për standardet e tregut aktual të punës dhe shpesh

të refuzuar prej tij. Kjo eventualisht reflektohet në ulje të konsumit, prirje rënëse të

ecurisë ekonomike në nivel kombëtar, dhe shifra të ulëta të GDP-së për frymë.

Megjithatë duhet cilësuar se jo të gjithë të rinjtë që arsimohen në Shqipëri janë

të papërshtatshëm për tregun aktual të punës. Nxënia dhe studimi është një aktivitet

vetiak që varet mbi të gjitha nga vullneti, dëshira, dhe ambicjet e individit, dhe për këtë

arsye cilësia e mësimdhënies nuk është i vetmi faktor që ndikon në cilësinë e

kualifikimit të punonjësve të ardhshëm. Do të ekzistojë gjithmonë një elitë nxënësish

dhe studentësh që pas përfundimit të shkollimit të tyre do të ofrojnë nivele të larta

kualifikimi, profesionalizmi dhe ekspertize në fushat në të cilat do të zgjedhin të

punojnë, pavarësisht nivelit të mësimdhënies që kanë patur gjatë shkollimit. Nuk duhet

17

harruar që është pikërisht infrastruktura institucionale e edukimit formal të një vendi

ajo që u mundëson këtyre të rinjve përmbushjen e potencialit të tyre si punonjësit dhe

profesionistët e ardhshëm të atij vendi.

Duhet marrë në konsideratë gjithashtu edhe ajo shtresë e fuqisë punëtore

pjesëtarët e së cilës janë shkolluar në sistemin e kaluar dhe janë ende aktivë në punë.

Rezultatet e këtij studimi, siç do të evidentohet në kapitujt në vazhdim, tregojnë se janë

pikërisht këta punonjës ata që rezultojnë ndër më produktivët, më konsekuentët në

aktivitetin prodhues, dhe më pak të prekurit nga papunësia në fuqinë punëtore shqiptare.

Këto fakte janë të gjitha dëshmi të rëndësisë dhe domosdoshmërisë së kryerjes së

edukimit formal për arritjen e një niveli maksimal dhe të paluhatshëm të sigurimit të të

ardhurave gjatë jetës produktive të individit.

Duke qenë se edukimi formal rezulton kaq deçiziv për specifikimin e kursit që

do të ndjekë aktiviteti prodhues i një individi gjatë gjithë jetës së tij deri në moshën e

pensionit, atij i duhet dhënë prioritet i veçantë investimi, si nga vetë individi ashtu dhe

nga shteti. Kjo është arsyeja pse ekonomistët i kategorizojnë investimet në edukim

formal në private (investime të kryera privatisht nga individët dhe familjet) dhe publike

(investime të kryera në planin makro, në bazë të politikave shtetërore).

Duke qenë se këto dy kategori investimi në edukim formal janë komplementare

të njëra-tjetrës, gjen bazë logjike argumentimi se kur njëra kategori mungon ose nuk

është substanciale, është pikërisht ketegoria tjetër ajo që mundëson peshën më të madhe

specifike në investim. Pra, nëse investimet publike në arsim të ndërmarra nga një qeveri

janë të konsiderueshme, investimet e bëra nga individët dhe familjet zakonisht kanë

nivel krahasimisht më të ulët. Kjo për shkak se në rastet kur shteti, me anë të kursit të

politikave të tij në fushën e arsimit, garanton pjesën më të madhe të mbështetjes

financiare për nxënësit dhe studentët e një vendi, individët dhe familjet lehtësohen nga

barra financiare e investimit në këtë fushë, dhe i përdorin të ardhurat e tyre për

investime të tjera të aktivitetit të tyre jetësor.

Në rastet kur shteti investon minimalisht në arsim, siç ndodh në Shqipëri, për

shkak të vetë natyrës së investimit në arsim i cili në përgjithësi siguron një normë

substancialisht të lartë kthimi në një periudhë afatgjatë, individët dhe familjet

shtrëngohen që një pjesë të konsiderueshme të të ardhurave të tyre ta përdorin për

investim në arsimimin e tyre dhe pjesëtarëve të tyre.

1.1: MOTIVIMI PËR KRYERJEN E STUDIMIT

Ka disa tipare mjaft evazive të informacionit dhe të dhënave lidhur me

kompensimin e punonjësve në tregun shqiptar të punës, për kuptimin e të cilave

nevojitet të kryhet një punë hulumtuese gjithëpërfshirëse. Pikërisht ky boshllëk

informacioni i ka shërbyer autorit si shtysë për ndërmarrjen e kësaj pune kërkimore.

Ndër to renditen:

1. Në literaturën kërkimore-shkencore në Shqipëri, ka një mungesë thuajse

totale të analizave statistikore dhe matjeve lidhur me impaktin financiar të

zotërimit të një diplome të arsimit të lartë në rritjen e të ardhurave periodike

të punonjësve shqiptarë.

Në ndërgjegjen kolektive të individëve dhe familjeve shqiptare, që nga

koha e sistemit politik njëpartiak në Shqipëri e ndoshta dhe më herët në

18

kohë, ka mbetur i rrënjosur thellë gjykimi se ata që kanë arsim të lartë

përgjithësisht kanë luksin të jetojnë një jetë komode dhe me pak

‘telashe’ të natyrës financiare. Natyrisht ky pretendim gjen baza të forta

besueshmërie si në statistikat e periudhave të ndryshme kohore lidhur

me të ardhurat në vendin tonë, ashtu dhe në evidencën empirike të

dëshmive të njerëzve të zakonshëm.

Megjithatë shumë gjëra kanë ndryshuar rrënjësisht në sferën social-

ekonomike në Shqipërinë e çerek-shekullit të fundit. Jetojmë në një

shoqëri ku shihet qartë se meritokracia në punësim dhe rritje në karrierë

merret për bazë gjithnjë e më pak, ndërkohë që njohjet, rekomandimet

dhe praktikat abuzive të shpërblimit luajnë rol vendimtar në këtë aspekt.

Nëse një nga kriteret bazë të gjykimit të meritës – krahas eksperiencës

dhe reputacionit të punonjësit – është niveli i arsimimit, në kushtet e një

mungese totale të të konsideruarit të meritës, ç’vlerë ka, në fund të

fundit, të jesh i arsimuar?

Është e nevojshme që pikërisht kjo vlerë e të qenit i arsimuar (me arsim

të lartë, arsim pasuniversitar, etj.) nëse ekziston vërtet, të identifikohet

konkretisht në aspektin sasior, në shpërblimin financiar të punonjësit.

2. Është e domosdoshme për të rinjtë shqiptarë që të informohen në mënyrë

konkrete dhe objektive lidhur me kthimin që ata duhet të presin nga

investimi i tyre i planifikuar në arsimin e lartë.

Studentët shqiptarë dhe ata më të rinjtë që planifikojnë të vijojnë

studimet e larta, si dhe familjet e tyre, janë plotësisht të painformuar në

lidhje me të ardhurat potenciale që do mund të sigurojnë pas shkollimit.

Pikëpyetja e madhe qëndron në faktin nëse, në terma të përgjithshëm,

do të rezultonte me dobi investimi i kryer në para, kohë, energji dhe

ezaurim mendor për ata që ndërmarrin studimet e larta, apo individi del

më i fituar financiarisht nëse studimet i përmbyll me nivelin e arsimit të

mesëm dhe hyn menjëherë në tregun e punës?

Është tepër e rëndësishme që në këtë rast të merret në analizë kostoja

oportune e studentit përgjatë gjithë harkut kohor që ai vazhdon studimet

e larta, duke patur parasysh që gjatë së njëjtës kohë punonjësi me arsim

të mesëm përfiton kompensimin periodik përkatës nga punësimi.

3. Institucionet shtetërore të interesuara për të dhëna lidhur me kompensimet

e siguruara nga punonjësit në tregun vendas të punës – si Ministria e

Financave dhe Ekonomisë, Ministria e Arsimit, Sportit dhe Rinisë,

autoritetet e ndryshme të pushtetit vendor e lokal, etj. – duhet të jenë të

informuara qartë mbi strukturën dhe diferencimet në sigurimin e të

ardhurave midis punonjësve shqiptarë me nivele të ndryshme arsimimi,

nivele të ndryshme eksperience, vendndodhje të ndryshme punësimi, etj.

Ndër problemet aktuale më akute të ekonomisë shqiptare është të

shpenzuarit. Pothuajse të gjitha industritë në Shqipëri gjatë viteve të

fundit, ajo ushqimore, e prodhimit, e ndërtimit, bizneset e udhëtimeve,

të argëtimit, të konsumit të gjerë, etj., ankohen për rënie të shitjeve. Nuk

duhet harruar se shpenzimet vijnë nga të ardhurat. Sipas principeve bazë

të teorisë monetare moderne, shoqëria e shëndetshme, prosperiteti

ekonomik, punësimi, mirëqenia e komunitetit, etj., janë kondita të

19

dëshiruara shoqërore thelbësisht të lidhura me shpenzimet, dhe çdo

qindarkë e shpenzuar është paga e dikujt. (Mitchell, 2014)

Nëse do të kuptojë drejt dhe të ndërtojë politika të sakta fiskale për

inkurajimin e shpenzimeve në tregjet vendase, qeveria duhet pikë së pari

të njohë imtësisht karakteristikat e diferencave në lidhje me

kompensimin e puninjësve nga tregu shqiptar i punës. Dhe kjo

mundësohet duke analizuar diferencat në paga midis niveleve të

arsimimit, viteve të eksperiencës, profesioneve, etj.

Këto pika, të cilat evidentojnë mungesën e punës kërkimore dhe analizave

statistikore përsa i përket asaj sfere të rëndësishme të ekonomise monetare të vendit që

mbulon kompensimin e fuqisë punëtore nga tregu vendas i punës, shërbejnë pikërisht

si kriteret bazë mbi të cilat ngrihen qëllimet hulumtuese dhe hipotezat e studimit.

Kristalizimi e një përgjigje konkrete, të paraqitur nëpërmjet shifrave, mbi diferencën e

vrojtuar në të ardhurat periodike të asaj pjese të fuqisë punëtore të vendit që ka arsimin

e lartë, krahasuar me atë pjesë që akademikisht është e pajisur vetëm me arsimin e

mesëm, do të shërbejë si kusht kryesor për përmbushjen ezauruese të kësaj pune

kërkimore.

1.2: KONTRIBUTI QË OFRON STUDIMI

Në lidhje me dhe në funksion të drejtpërdrejtë të motivimit të autorit për të

ndërmarrë këtë punë kërkimore, kontributi i tij qëndron në pasurimin e stokut kërkimor-

shkencor shqiptar të ekonomisë së edukimit dhe punës. Për më tepër, nga ky stok

kërkimor-shkencor, ai mundëson një kategorizim të rëndësishëm i cili duhet parë me

përparësi nga studiuesit dhe kontribuesit e kësaj fushe të ekonomisë. Ky kategorizim

ka të bëjë me studimin, analizimin dhe nxjerrjen e përfundimeve në lidhje me strukturën

e kompensimit që tregu aktual i punës në Shqipëri ofron për punonjësit. Duhet

nënvizuar se për këtë degëzim të hulumtimit ekonomik në Shqipëri, kontributi

kërkimor-shkencor ekzistues është i pakët, i pathelluar dhe evaziv.

Më konkretisht, identifikojmë katër grupe kryesore të audiencës së interesuar

për rezultatet e këtij studimi dhe interpretimin e tyre:

1. personat privatë (dhe familjet):

studimi është me rëndësi të veçantë për të gjithë të rinjtë shqiptarë që

interesohen të vazhdojnë studimet e larta (dhe familjet e tyre), pasi ky

studim rreket të sigurojë informacion sasior konkret në lidhje me

pritshmëritë mesatare të rritjes së nivelit të të ardhurave periodike si

rezultat i investimit në shkollimin e lartë;

2. operatorët privatë të prodhimit dhe shërbimeve (të përfshirë në territorin

shqiptar):

rezultatet sasiore të kësaj teme mund të jenë me rëndësi për bizneset

private në përgjithësi, sidomos për bizneset prodhuese të produkteve/

shërbimeve inovative, pasi në varësi të rezultateve përcaktohet në

ç’masë niveli i arsimimit të punonjësve është i nevojshëm të reflektohet

në nivelin e pagës së tyre;

3. institucionet shtetërore politikëbërëse:

rezultatet që ky studim do të sigurojë mund të shërbejnë drejtpërsëdrejti për:

20

planifikimin e politikave nxitëse lidhur me orientimin adekuat të

rezervës së studentëve të ardhshëm drejt degëve specifike të arsimit të

lartë sipas nevojave të tregut të punës në vend;

llogaritjes se në ç’masë arsimi i lartë kontribuon në sigurimin e të

ardhurave agregate të fuqisë punëtore, dhe rrjedhimisht në shpenzimet

agregate, të cilat janë kontribues të drejtpërdrejtë të rritjes ekonomike

dhe trendit të GDP-së;

4. ekonomistët, studiuesit shkencorë, dhe ekspertët e statistikave:

ky studim mund të kontribuojë në fillesën e nevojshme për një vazhdë

studimesh mjaft të domosdoshme mbi strukturën dhe karakteristikat e

kompensimit të ofruar nga tregu shqiptar i punës, në bazë të sektorëve,

industrive, arsimimit dhe eksperiencës së punonjësve, vendndodhjes

gjeografike, etj.

1.3: OBJEKTIVAT STUDIMORE

Në aspektin praktik të kryerjes së matjeve, qëllimi themelor i punës kërkimore

konsiston në ndërtimin e një instrumenti ekonometrik, dhe shfrytëzimin e tij për të

tentuar njehsimin e diferencave në të ardhura periodike midis dy kategorive të mëdha

të fuqisë punëtore në Shqipëri: punonjësve me arsim të mesëm dhe atyre me arsim të

lartë. Kreu III i punimit ofron një përshkrim të detajuar të përsiatjes teorike që autori

ndjek për të përdorur sintetizimin ekonometrik të Jacob Mincer, të njohur në qarqet e

hulumtimit shkencor ekonomik si “funksioni i të ardhurave i Mincer-it.” Ky funksion

është një formulim elegant ekonometrik që shpreh të ardhurat periodike të punonjësit

në varësi të arsimimit dhe trajnimit të tij në vendin e punës.

Kreu IV i punimit shpjegon sesi, në mënyrë që të përshtatet për tregun shqiptar

të punës, funksioni modifikohet për të përfshirë dhe orët e punës në javë. Kjo behet pasi

në Shqipëri nuk ka njëtrajtshmëri në lidhje me periudhën kohore që punonjësit

shpenzojnë në punë gjatë një jave, ndaj duhet llogaritur dhe përdorur një mesatare e

orëve të punës në javë që funksioni të jetë i vlefshëm. Kështu, i bazuar në tre variabla

shpjegues themelorë: [1] vitet e arsimimit, [2] vitet e eksperiencës në punë, dhe [3] orët

e punës në javë, funksioni pritet të parashikojë në mënyrë relativisht korrekte të

ardhurat periodike që përfiton individi me një nivel të dhënë arsimimi dhe eksperience

në punë. Rezultatet (në shifra) të siguruara nga aplikimi i funksionit mundësojnë

realizimin e objektivave studimore të renditura më poshtë:

njehsimin e masës së të ardhurave të siguruara nga punonjësi me arsim të

lartë gjatë gjithë karrierës së tij në punë, që rezulton mbi nivelin e të

ardhurave të siguruara nga punonjësi me arsim të mesëm;

njehsimin e masës së të ardhurave orare (e rrjedhimisht, mujore) të siguruar

nga punonjësi me arsim të lartë, që rezulton mbi nivelin mesatar të të

ardhurave orare të siguruar nga punonjësi me arsim të mesëm;

njehsimin e periudhës kohore (në vite) që i nevojitet punonjësit me arsim të

lartë për të shlyer shpenzimet e tij në arsimin e lartë nëpërmjet të ardhurave

nga kompensimi periodik i siguruar nga punëdhënësi (paga, dhe format e

tjera të pagesave periodike);

njehsimin e diferencave në të ardhura periodike midis punonjësve me nivele

të krahasueshme arsimimi:

21

të seksit mashkull / femër;

njehsimin e diferencave në orët e punës të kryera në javë midis punonjësve,

pa llogaritur nivelin e arsimimit:

të seksit mashkull / femër.

1.4: KONTEKSTI KU BAZOHET PUNA KËRKIMORE

Kjo punë kërkimore është e një natyre vrojtuese – eksperimentale, e ndërmarrë

me qëllimin për të identifikuar diferencën midis pagës mesatare të punonjësit shqiptar

me arsim të lartë dhe atij me arsim të mesëm. Është evidente që ka diferenca në të

ardhura periodike mesatare që – nga të dyja këto kategori punonjësish – shkon në favor

të kategorisë së punonjësve me arsim të lartë, por në literaturën kërkimore-shkencore

shqiptare që i përket ekonomisë së edukimit dhe punës nuk ekzistojnë analiza të

mirëfillta që të identifikojnë numerikisht këto diferenca, dhe të ofrojnë një ide të qartë

të vlerës që ka investimi në arsimin e lartë për përfitimet personale monetare që tregu i

punës i mundëson punonjësit shqiptar. Pikërisht këto diferenca numerike orvatet të

identifikojë ky studim.

Burimi kryesor i përdorur për sigurimin e të dhënave është pyetësori. Kopjet e

pyetësorit janë prodhuar në dy versione: [1] të printuar të shpërndarë dorazi dhe [2]

soft-copy të shpërndarë në formë elektronike. Ata janë shpërndarë dhe mbledhur nga

shkurti deri në nëntor të vitit 2015, në shtresa të ndryshme të popullsisë që bën pjesë në

fuqinë punëtore të Republikës së Shqipërisë.

Burimi dytësor janë dy seri të dhënash të formës elektronike, të grumbulluara

nga INSTAT, të cilat mund të konsiderohen mjaftueshëm aktuale duke qenë se i

përkasin vitit 2012, dhe duke patur parasysh se pagat në Shqipëri për periudha të

shkurtra kohore janë pothuajse të pandryshueshme. Në seritë e projekteve statistikore

të INSTAT mbahen rigorozisht të dhëna të sakta për një numër të madh individësh që

janë pjesë e fuqisë punëtore të vendit. Duke qenë se këto të dhëna kanë një vjetërsi

pesë-vjeçare (nga momenti i publikimit të kësaj pune kërkimore), janë vënë në

shfrytëzim për të nxjerrë disa përfundime të natyrës dytësore (që nuk kanë lidhje me

hipotezat kryesore të kërkimit) dhe për t’u përdorur për efekt krahasues.

Duke marrë parasysh se është praktikisht e pamundur të identifikohet dhe

përdoret e gjithë popullata e synuar nga studimi (tërësia e gjithë individëve shqiptarë

me arsim të mesëm dhe të lartë, që bëjnë pjesë në fuqinë punëtore të lokaliteteve urbane

e gjysmë-urbane të Shqipërisë), nuk ekziston mundësia e përzgjedhjes rastësore,

prandaj përzgjedhja e kampionit do të jetë pjesërisht e gjykuar. Gjithashtu, gjykimi në

përzgjedhjen e kampionit lidhet dhe me faktin që në kampion nuk janë përfshirë

individët me punësim në lokalitetet rurale të vendit. Kjo çështje zbërthehet më

hollësisht në seksionin e kufizimeve.

Përzgjedhja e kampionit të individëve të konsideruar të kualifikuar për këtë

studim është bërë mbi këto baza:

subjekti duhet të jetë:

me kombësi shqiptare;

22

i punësuar (në momentin i intervistimit);

me punë ne territorin e Republikës së Shqipërisë;

i diplomuar suksesshëm në nivelin përkatës të arsimimit të tij (arsim

i mesëm apo i lartë).

sa kohë subjekti nuk është në moshën e pensionit dhe rrjedhimisht jashtë

fuqisë punëtore, nuk ka kufizime për moshën e tij.

Gjithashtu, studimi ka marrë në konsideratë edhe ata individë të punësuar që:

kanë qenë në proces të kryerjes së studimeve të tyre të larta, dhe për arsye

të ndryshme i kanë ndërprerë studimet dhe janë bërë pjesëtarë të fuqisë

punëtore

kanë ekuivalentuar diplomën e tyre fillestare në atë të nivelit të dytë (MA,

MSc.), apo në një kualifikim të konsideruar ekuivalent, por, në momentin e

sigurimit, kjo diplomë ka qenë konsideruar thjesht “diplomë e shkollës së

lartë”; bëhet fjalë për të gjithë pjesëmarrësit në tregun shqiptar të punës të

cilët arsimin e tyre të lartë e kanë përfunduar para vitit 2007.

Janë konsideruar jashtë fokusit të punës kërkimore këto kategori individësh:

1. individet që nuk e kanë përmbyllur arsimin e mesëm; këtu futen ata pjesëtarë

të fuqisë punëtore që janë:

pa arsim,

me 4 klasë shkollë,

me arsim 8-vjeçar, apo

me një numër të caktuar vitesh të arsimit të mesëm por që nuk kanë

arritur të diplomohen

2. individët e papunë (në momentin e intervistimit)

3. individët e vetëpunësuar dhe drejtuesit/pronarët e aktivitetit të tyre vetiak

privat

4. individët që nuk paguen përkundrejt një kompensimi periodik gjatë gjithë

vitit por kundrejt formave të tjera të pagesës (punonjësit sezonalë,

punonjësit që shpërblehen në bazë të përqindjeve, në varësi të projekteve,

etj.)

5. individët me kredenciale më të larta akademike e shkencore sesa diploma e

nivelit ‘bachelor’ (me grada të tilla si master, doktor, docent, profesor, etj.)

6. menaxherët e nivelit të lartë në ndërmarrjet e mëdha të sektorit privat,

investitorët, aksionerët e fuqishëm, dhe drejtuesit e lartë të institucioneve

private financiare e bankare.

Kategoria (1) në renditjen e mësipërme të individëve mbetet jashtë qëllimit

studimor pasi pasi nuk bën pjesë në njërën prej dy kategorive të punonjësve (punonjësit

me arsim të mesëm apo punonjësit me arsim të lartë) mbi të cilat bazohet e gjithë puna

kërkimore.

Kategoritë (2), (3) dhe (4) në renditjen e mësipërme nuk mund të përfshihen në

studim pasi nuk përfaqësojnë fuqinë punëtore që kompensohet rregullisht dhe në

mënyrë periodike gjatë gjithë vitit, sipas mënyrës tradicionale të kompensimit

nëpërmjet pagës, apo formave të tjera të kompensimit periodik.

Kategoritë (5) dhe (6) të individëve kanë mbetur gjithashtu jashtë fokusit të

studimit për të mos cënuar homogjenitetin e kampionit. Dihet që në të dyja këto kategori

punonjësish gjenden individë që mund të përfitojnë paga tepër të larta në kahasim me

23

pjesën dërrmuese të fuqisë punëtore. Përfshirja e tyre në studim mund të shpjerë në

llogaritje të vlerave mesatare të pagave që nuk janë përfaqësuese për popullatën.

1.5: PYETJA DHE HIPOTEZAT E KËRKIMIT

Në mënyrë që objektivat e sipër-renditura t’i paraqiten audiencës së këtij studimi

sipas një formati më të konkretizuar dhe të kuptueshëm në aspektin sasior, si në rastin

e cilësdo teze kërkimore-shkencore, gjykohet e nevojshme që ato të shprehen në formën

e pyetjes dhe hipotezave respektive të kërkimit. Pyetja e kërkimit përgjithësisht është e

një karakteri gjithëpërfshirës, dhe është një orvatje e autorit për të hetuar objektivisht

qëllimin themelor të studimit. Në rastin konkret, ky i fundit është njehsimi i diferencave

në të ardhura periodike midis kategorisë së punonjësve shqiptarë me arsim të mesëm

dhe asaj të punonjësve me arsim të lartë. Është e nevojshme që kjo pyetje të shtrojë në

mënyrë specifike dhe pa ekuivoke çfarë risish studimi kërkon t’i ofrojë audiencës së tij.

Duke i qëndruar linjës së këtij parimi, pyetja e kërkimit është formuluar si më poshtë:

Në ç’përqindje kontribuon përvetësimi i suksesshëm i një diplome të arsimit

të lartë të nivelit të parë (BA) nga një institucion i arsimit të lartë, në një

rritje të nivelit total të të ardhurave periodike të punonjësit shqiptar me punë

në Shqipëri?

Siç është e përcaktuar qartë edhe në kontekstin e punës kërkimore në këtë pyetje

përshkruhet në mënyrë specifike që kërkohet të njëhsohet premiumi i të ardhurave

periodike mesatare të një punonjësi që: [1] zotëron një diplomë universitare të nivelit

të parë, [2] është një individ me kombësi shqiptare, dhe [3] ndodhet me punë në

Shqipëri, krahasuar me pagën mesatare të një punonjësi me arsim të mesëm që

gjithashtu ka kombësi shqiptare dhe ndodhet me punë në Shqipëri. Në gjykimin e

autorit, një përgjigje korrekte e kësaj pyetjeje do të ishte ajo e cila, në bazë të mbledhjes

dhe përpunimit të të dhënave nga pyetësorët, do të ofronte (në terma përqindjeje) një

shifër lidhur me në ç’masë të ardhurat mesatare të punonjësit me arsim të lartë i

tejkalojnë të ardhurat mesatare të punonjësit me arsim të mesëm. Që kjo pyetje të

eksplorohet në mënyrë sa më ezauruese, është e nevojshme që të ngrihen një numër

hipotezash në studim, të cilat do të renditen dhe shtjellohen në vijim.

1.5.1: Testi pilot dhe përdorimi i shifrave në formulimin e hipotezave

Siç ndodh në mënyrë tipike në çdo punë kërkimore, autori e nis punën me disa

pritshmëri apo hamendësime racionale lidhur me rezultatet që pret të marrë nga të

dhënat e mbledhura për studimin. Eventualisht analizat e këtyre të dhënave do të

vërtetojnë nëse pritshmëritë e autorit bazohen mbi bindje dhe pozicionim objektiv apo

jo. Këto pritshmëri zakonisht evidientohen që në fillim të punës kërkimore në formën

e hipotezave, dhe janë pikërisht rezultatet që kristalizohen në fund të analizës së të

dhënave ato që përcaktojnë nëse këto hipoteza u qëndrojnë testeve të kryera apo hidhen

poshtë.

Kur motivet e ndërmarrjes së punës kërkimore lidhen me matje apo përcaktime

të sakta që kërkojnë paraqitje shifrash, pa dyshim do të kërkohet që dhe hipotezat të

përcaktohen në shifra. Megjithatë, të përcaktuarit e hipotezave të një studimi në shifra

konkrete është punë aspak e lehtë, pasi për çdo shifër ‘x’ që bëhet pjesë e formulimit të

një hipoteze do të shtrohej pyetja: Cilit burim i referohet autori që ka supozuar pikërisht

shifrën ‘x’?

24

Nëse studimi kryhet në një ‘terren të pashkelur’ nga literatura e deriatëherëshme

kërkimore-shkencore, dhe një shifër e paraqitur në formulimin e një hipoteze nuk mund

t’u referohet studimeve të mëparshme (për arsye se studime të mëparshme nuk

ekzistojnë), atëherë bëhet pothuajse e pamundur për të justifikuar përdorimin e një

shifre në një hipotezë. Metodika shkencore përgjithsisht e përjashton përdormin e

shifrave bazuar thjesht dhe vetëm në intuitën e autorit. Në të tilla raste, puna me testet

‘pilot’ bëhet esenciale për të formuluar hipoteza bindëse që përmbajnë shifra.

Me pak fjalë, testi pilot nuk është gjë tjetër veçse një version në miniaturë i

projektit të planifikuar për zbatim. Ai është një hap i rëndësishëm që mund të ndihmojë

autorin të evidentojë probleme të mundshme që kërcënojnë zbatimin në shkallë të gjerë

të projektit, si dhe për të vrojtuar që në start nëse puna e planifikuar plotëson disa kushte

përpara se zbatimi në shkallë të gjerë të nisë (The National Campaign to Prevent Teen

and Unplanned Pregnancy, p. 1). Në rastin konkret, rezultatet paraprake të testit pilot

do të shërbejnë për të identifikuar në mënyrë sa më korrekte shifrat, raportet dhe

përqindjet që nevojiten për formulimin e hipotezave të punës kërkimore.

1.5.2: Hipotezat kryesore

Për kryerjen e matjeve të testit pilot u vune në përdorim 271 vrojtime të siguruar

nga mbledhja e pyetësorëve të fillimit (shkurt–prill 2015), nga 855 vrojtime që numëron

në total kampioni i studimit. Në përputhje me njëhsimet e siguruara prej modelit bazë,

të vënë në përdorim eksluzivisht për testin pilot, hipotezat kryesore të punës kërkimore

formulohen si më poshtë:

H11:

Për punonjësin shqiptar me punë në Shqipëri të pajisur me një diplomë të

arsimit të lartë të nivelit të parë (BA), premiumi mesatar i të ardhurave orare

– dhe rrjedhimisht atyre mujore – është jo më i ulët se 2/5-at e të ardhurave

orare të punonjësit shqiptar me punë në Shqipëri me nivel arsimimi të

shkollës së mesme.

H12:

Për punonjësin shqiptar me punë në Shqipëri, përvetësimi i suksesshëm i një

diplome të arsimit të lartë të nivelit të parë (BA) mundëson, gjatë gjithë

karrierës së punës deri në daljen në pension, një nivel mesatar të të

ardhurave totale të siguruara së paku 15% më të lartë krahasuar me

punonjësin shqiptar me punë në Shqipëri me nivel arsimimi të shkollës së

mesme.

H13:

Punonjësi shqiptar me punë në Shqipëri që ka përvetësuar suksesshëm një

diplomë të arsimit të lartë të nivelit të parë (BA), e arrin rentabilitetin e

investimit të tij të edukimit universitar pas jo më pak se 15 vjetësh.

H14:

Punonjësit shqiptarë me punë në Tiranën urbane sigurojnë të ardhura mujore

së paku 1/10-ën më të larta se punonjësit shqiptarë me punë në zonat e tjera

urbane dhe gjysmë-urbane të Shqipërisë (respektivisht zonat urbane dhe

gjysme-urbane [1] bregdetare, [2] qendrore, dhe [3] malore të vendit).

Është me vend të ritheksohet se shifrat që evidentohen në secilën prej hipotezave

të mësipërme nuk janë hamendësime subjektive, por shifra përqindjesh dhe periudhash

kohore të bazuara në njehsime konkrete që rezultuan nga përpunimi i të dhënave të

25

marra prej 271 pyetësorëve të parë të përfshirë në testin pilot.2 Përdorimi korrekt i

shifrave në ngritjen e katër hipotezave kryesore të sipër-renditura ishte një ndër arsyet

themelore të implementimit të testit pilot. Modeli i përdorur në testin pilot, gjithashtu i

bazuar mbi funksionin e të ardhurave i Mincer, është një model bazë i cili përfshin

vetëm [1] shkollimin e punonjësit, [2] eksperiencën e tij në punë dhe [3] orët e punës

në javë si variabla shpjegues, variabla të cilët konsiderohen të mjaftueshëm prej autorit

për një identifikim relativisht të besueshëm të shifrave që janë përdorur për ngritjen e

hipotezave.

1.5.3: Hipotezat shoqëruese

Pyetësori është ndërtuar i tillë që të sigurohet informacion i bollshëm nga rastet

e vrojtuara për një numër pistash eksplorimi statistikor. Puna kërkimore merr një

fizionomi më të plotë dhe të pasuruar me përfshirjen në studim të këtyre hipotezave

shoqëruese, eksplorimi i të cilave ka potencialin të nxjerrë në pah disa statitstika tepër

të rëndësishme lidhur me ato tipare të punësimit në Shqipëri që kanë të bëjnë me gjininë

e subjektit. Hipotezat shoqëruese të përzgjedhura prej autorit renditen si më poshtë:

H15:

Niveli mesatar i premiumit të të ardhurave periodike që meshkujt kanë

mundësinë të sigurojnë në tregun shqiptar të punës është më i ulët se masa

10% e nivelit mesatar të të ardhurave të siguruar nga femrat.

H16:

Ka një ndyshim statistikisht domethënës midis orëve të punës në javë të

kryera nga mashkulli dhe atyre të kryera nga femra në tregun shqiptar të

punës (μOre/jv-M – μOre/jv-F ≠ 0).

1.6: KUFIZIMET

Si çdo projekt i ndërmarrë në lëmin e kërkimeve ekonometrike, dhe ky punim

ka kufizimet e veta. Ky seksion i parathënies i dedikohet listimit të këtyre kufizimeve,

në mënyrë që rezultatet e këtij punimi të kuptohen më mirë nga lexuesit dhe palët e

interesuara, dhe gjithashtu kufizimet të merren në konsideratë nga studjuesit që mund

t’i referohen shifrave dhe rezultateve të këtij punimi në punët e tyre kërkimore-

shkencore në të ardhmen,

1.6.1: Analiza e punës kërkimore është e tipit “cross-sectional”

Kjo pikë u evidentua dhe më lart, në seksionin e metodologjisë. Analiza

ekonometrike e këtij punimi bazohet mbi një “fotografim çasti” të të dhënave të vitit

2015, ashtu siç ato janë raportuar në pyetësorët që përbëjnë kampionin. Pavarësisht

preferncës së autorit për kryerjen e një analize dinamike të tipit “panel data”,

pamundësia e sigurimit të të njëjtit profil të dhënash në seri të ndryshme kohore për

vendin tonë që do të mundësonin kryerjen e një analize ekonometrike dinamike të këtij

subjekti – pra, llogaritjes së diferencimit në të ardhura periodike midis punonjësve me

2 Testi pilot dhe modeli i zbatuar në të shtjellohet hollësisht në fillim të Kapitullit III të këtij punimi.

26

arsim të lartë të nivelit BA, dhe atyre me arsim të mesëm – e shtyu autorin të përpilonte

një pyetësor të tijin dhe t’i siguronte këto të dhëna vetë, duke qenë i vetëdijshëm për

disavantazhin se të dhënat do të ishin vetëm për një segment të dhënë kohor.

Në këto kushte, të kufizuara nga vetë segmenti kohor i grumbullimit të tyre,

duke qenë se të gjitha të dhënat e raportuara – për të gjitha vit-moshat e përfshira në

studim – janë të ardhura periodike të siguruara në vitin 2015, potenciali parashikues

dhe rrjedhimisht rezultatet që ofron modeli ekonometrik i këtij punimi kushtëzohen tek

kompensimet e vrojtuara në tregun shqiptar të punës për vitin 2015. Nëse në vendin

tonë do të grumbullohen të njëjtat profile të dhënash në segmente kohore të distancuara

mjaftueshëm në kohë nga njëri-tjetri dhe gjithashtu të mjaftueshme në numër, studimet

e ardhshme me fokus këtë subjekt ekonomik do të kenë potencialin të parashikojnë edhe

evolimin në kohë (trendin) e premiumit të të ardhurave periodike që arsimi i lartë i

mundëson punonjësit shqiptar me punë në Shqipëri.

1.6.2: Puna kërkimore merr në analizë vetëm individët që punojnë në

lokalitetet urbane dhe gjysmë-urbane të vendit

Siç përmendet dhe në seksionin e metodologjisë më lart, kjo punë kërkimore

fokusohet në të ardhurat periodike të raportuara për lokalitetet urbane dhe gjysmë-

urbane të vendit. Kjo për shkak se, kur u realizua grumbullimi total i pyetësorëve, u vu

re se vetëm 3% e individëve raportonin se punonin në zonat rurale (në fshat). I gjendur

në kushtet e pranisë së mundshme të rasteve “outlier” në kampion, për të mos cënuar

homogjenitetin e kampionit e rrjedhimisht të rezultateve të studimit, autori vendosi të

mos i përfshijë në pyetësor ato pak raportime të individëve që punonin në lokalitetet

rurale. Ndaj përzgjedhja e kampionit nuk konsiderohet rastësore; ajo është pjesërisht e

gjykuar. Një vendim i tillë u mor nga autori për dy arsye:

1. Për shkak të pamundësisë së shpërndarjes së pyetësorëve në mënyrë

uniforme në të gjitha lokalitetet e vendit – kjo për faktin se intervistuesit

(studentët) në përgjithësi kanë akses të paktë tek të intervistuar që punojnë

në lokalitete rurale – popullata e punonjësve të lokaliteteve rurale do të ishte

shumë pak e përfaqësuar në kampion. Për rrjedhojë, raportimi i këtyre

punonjësve do të kontribuonte në rezultate jo-përfaqësuese lidhur me

mesataret e të ardhurave periodike në vend. Duhet kuptuar se sado që të

rezultojnë vlerat mesatare të të ardhurave periodike që analiza e kësaj pune

kërkimore do të raportojë, këto vlera do të jenë qartësisht më së larta se

mesatarja reale për të gjithë popullatën e fuqisë punëtore shqiptare. Kjo për

një sërë arsyesh. Së pari, pagat në lokalitetet rurale të vendit janë

konsiderueshëm më të ulëta se në lokalitetet urbane e gjysmë-urbane. Së

dyti, fenomeni i kompensimit periodik informal në lokalitetet rurale është

shumë më i pranishëm se në lokalitetet urbane e gjysmë-urbane. Së treti, për

shkak të sezoneve të prodhimit bujqësor e blegtoral, lokalitetet rurale të

vendit njohin nivele shumë më të larta të punësimit dhe kompensimit

sezonal, dhe ky i fundit shpesh nuk klasifikohet në kompensimin periodik.

Së katërti, për shkak të tradites dhe zakoneve të trashëguara, edhe në rastet

kur kompensohen periodikisht, për sasi të ngjashme apo të njëjtë pune,

femrat në lokalitetet rurale të vendit paguhen shumë më pak sesa meshkujt.

Këta faktore dhe të tjerë, ndikojnë konsiderueshëm në uljen e vlerave

mesatare të kompensimit periodik për popullatën e fuqisë punëtore shqiptare

të marrë në kompleks.

27

2. Në kushtet kur raportimi i të dhënave të siguruara nga pyetësorët ishte i një

strukturimi të tillë, vendimi më racional për vijimin e studimit me të dhënat

e mbledhura ishte që të shmangeshin plotësisht vrojtimet me individet e

punësuar në lokalitetet rurale dhe të zhvendosej fokusi i studimit tek

lokalitetet urbane dhe gjysmë-urbane (qytetet dhe qytezat). Kjo do të

siguronte një homogjenitet të kampionit dhe një raportim më të saktë të

tipareve të kompensimit periodik për popullatën e përzgjedhur për studimin

(punonjësit më punë në lokalitetet urbane dhe gjysmë-urbane të vendit).

1.6.3: Puna kërkimore nuk merr në analizë profilizimin profesional

të punonjësit

Që në fillim të tij ky studim u ideua për ta analizuar në kompleks diferencimin

në të ardhura periodike midis punonjësit shqiptar me arsim të lartë dhe atij me arsim të

mesëm. Diferencat e të ardhurave në bazë të profilizimit nuk u përfshinë në qëllimet e

këtij punimi. Kjo për arsye se, e kushtëzuar nga mungesa e të dhënave, literatura

kërkimore ekonomike me fokus tregun e punës së vendit tonë ende nuk ofron një

përcaktim sasior gjithëpërfshirës të diferencimit në të ardhura periodike midis këtyre

dy kategorive të arsimimit (AM dhe AL).

Në këto kushte, që në fillim synimi i autorit ka qenë që nëpërmjet të këtij punimi

të kontriboujë në stokun e literaturës kërkimore të vendit tonë që do të kristalizojë në

aspektin sasior këtë diferencim. Pasi të arrihet ky kristalizim, i hapet rruga natyrshëm

punëve të mëvonëshme kërkimore që do të adresojnë diferencimet sasiore në të ardhura

periodike mbi bazën e profilizimit të punonjësit. Deri atëherë, mbetet ende mjaft punë

për t’u bërë për të përcaktuar numerikisht në mënyrë të paekuivokueshme premiumin

financiar në të ardhura që arsimi i lartë i mundëson punonjësit në tregun shqiptar të

punës.

1.6.4: Puna kërkimore nuk merr në analizë sektorin e punësimit

(publik apo privat)

Megjithëse identifikimi i sektorit ka qenë i mundur nëpërmjet të dhënave të

marra nga pyetësorët, norma prej më pak se 10% e raportimeve të punësimit në sektorin

publik e shtyu autorin që të mos analizonte diferencat në kompensim periodik midis

sektorëve në kushtet e një numri jo të mjaftueshëm të individëve që kanë raportuar

punësim në sektorin publik në pyetësorët e përfshirë në kampion. Që në planifikim kjo

punë kërkimore u nis për të përfshirë në analizë një kampion të zgjedhur në mënyrën

më të rastësishme të mundshme. Duke qenë se struktura e kampionit të përzgjedhur

rezultoi e tillë (9.1% e raportimeve, punësim në sektorin publik; 90.9% e raportimeve,

punësim në sektorin privat) gjasat janë që e gjithë popullata e punonjësve shqiptarë me

arsim të mesëm dhe të lartë të jetë pak a shumë në këto proporcione përsa i përket

sektorit të punësimit. Madje përqindja e kësaj popullate që është e punësuar në sektorin

privat me siguri mund të jetë edhe më e lartë, duke marrë në konsideratë faktin që

punësimi në lokalitetet rurale, i cili është i papërfaqësuar në kampion, është praktikisht

i gjithi në sektorin privat.

Pra në terma proporcionesh lidhur me sektorin e punësimit, përzgjedhja e

kampionit u gjykua përfaqësuese për popullatën. Përfaqësimi sa më besnik i popullatës

nga kampioni ishte qëllimi kryesor i kësaj pune kërkimore. Dhe në kushtet kur

kampioni i siguruar përmban një numër jo të mjaftueshëm të raportimeve për punësim

në sektorin publik, gjykimi i autorit ishte që matja e diferencave në të ardhura periodike

28

midis dy sektorëve të mos përfshihej në objektivat e këtij studimi, por t’i lihej një pune

kërkimore të ardhshme.

1.6.5: Kampioni i kësaj pune kërkimore është i limituar në numër

vrojtimesh

Numri vrojtimeve të kampionit është 855. Edhe pse jo i vogël, ky numër nuk

është robust mjaftueshëm për të përfaqësuar me siguri të lartë statistikore gjithë

popullatën e punonjësve shqiptarë, me arsim të mesëm dhe me arsim të lartë të nivelit

BA, të punësuar në zonat urbane dhe gjysmë-urbane të vendit. Rrjedhimisht, rezultatet

përfundimtare të këtij studimi duhen marrë si të mirëqena për një shkallë relative

vlefshmërie dhe nuk duhen konsideruar të sakta në terma absolute. Do të nevojitet një

numër studimesh të kësaj natyre për Shqipërinë, për t’i mbështetur (apo kontestuar) ato.

29

KREU II: LITERATURA E SHQYRTUAR

Siç do të zbërthehet në mënyrë të detajuar gjatë përmbajtjes së këtij kreu,

përqasja argumentuese e këtij punimi mbështetet në njërën prej rrymave teorike më të

spikatura dhe eminente të ekonomisë së edukimit dhe punës: tezën e kapitalit njerëzor.

Në mënyrë që të përfitohet një sintezë sa më e qartë konceptuale e premisës së kapitalit

njerëzor, nevojitet fillimisht që termi kapital të analizohet i veçuar.

Nëse shprehemi nga një pikëpamje tërësisht ekonomike, kapitali është faktori i

prodhimit i cili, i bashkuar me punën (aktivitetet e përpjekjes njerëzore), tokën dhe

sipërmarrjen (aktivitetet e marrjes së vendimeve në kushte risku), mundëson prodhimin

e produkteve përfundimtare (mallrave dhe shërbimeve që shkëmbehen në treg).

Konsesusi midis ekonomistëve klasikë është që në një pikëpamje tradicionale “kapital”

quhen të gjitha posedimet (asetet) e një agjenti ekonomik, të krijuara nga dora e njeriut,

të cilat shërbejnë dhe përdoren për të prodhuar produkte përfundimtare. Këtu hyjnë

p.sh. ndërtesat, infrastruktura, linjat teknologjike, makineritë, pajisjet e ndryshme,

veglat e punës, hardware-t kompiuterike, etj.

Por koncepti i kapitalit nuk është kaq i thjeshtë dhe një-planësh. Aspekti tjetër

mjaft i rëndësishëm i kapitalit është leverdia financiare e zotërimit të tij, apo – siç njihet

në gjuhën e financës – kthimi nga kapitali. Kjo është një masë (e shprehur në formë

raporti ose përqindjeje) e fitimit neto që një agjent ekonomik siguron nga vënia në punë

e kapitalit që ka. Pra, nëse një kapitalist zotëron një stadium me vlerë $1`000`000, dhe

nga ky stadium siguron $90`000 në vit fitim, do të thotë që, kapitalistit, kthimi nga

kapitali për stadiumin i rezulton 90`000 / 1`000`000 = 9% në vit. Në këtë aspekt,

kapitali merr kuptimin e një burimi të ardhurash, njëlloj si toka e punueshme,

huadhënia, përpjekja njerëzore, apo krijimtaria.

Le t’i kthehemi sërish konceptit të kapitalit njerëzor, dhe të identifikojmë ku

ndryshon ky nga kapitali fizik që përshkruajmë më lart. Sipas ekonomistit amerikan

Thomas Sowell “kapitali njerëzor është aftësia për të krijuar, ruajtur, dhe operuar asetet

materiale, tërësia e të cilave përbën atë çka në ekonomi quhet pasuri” (2016).

Argumenti i Sowell i mëshon faktit se asetet materiale të një aktiviteti ekonomik apo

sistemi aktivitetesh ekonomike, me kalimin e kohës dhe nëse nuk përdoren dhe

mirëmbahen, do të amortizohen, vjetrohen dhe do të shkojnë drejt shkaterrimit. Pra,

sado të qëndrueshme dhe të mirë-ndërtuara qofshin asetet materiale, koha i çon ato drejt

inefiçencës. Është pikërisht aftësia e njerëzve për t’i mirëmbajtur, ri-prodhuar dhe

përditësuar këto asete materiale ajo çka duhet konsideruar pasuria e vërtetë e një

ekonomie.

Në bazë të gjithë çka shtjelluam më lart, një formulim më i plotë për kapitalin

njerëzor do të ishte tërësia e investimeve dedikuar njerëzve në mënyrë që këta të

aftësohen për të përdorur dhe mirëmbajtur të mirat kapitale, dhe për të prodhuar

produkte apo shërbime përfundimtare. Këtu vërejmë konceptin e investimit të aplikuar

tek njerëzit: sa më shumë investohet tek njeriu, aq më cilësisht do të përdoren dhe

mirëmbahen të mirat kapitale, dhe aq më të shumta dhe cilësore do të jenë produktet

dhe shërbimet përfundimtare të prodhuara në të ardhmen nga ai. Shprehur në mënyrë

më konçize, kemi një lidhje të drejtë midis investimit tek njeriu dhe produktivitetit të

tij.

30

Investimi dhe produktiviteti janë dy nocione të sferës së ekonomisë, çdonjëri

prej të cilëve kërkon sqarimin përkatës për kontekstin e kapitalit njerëzor në të cilin

përqendrohemi. Financieri anglez Benjamin Graham e përcakton investimin siç vijon:

“Një akt investimi është një vendim i cili, nëpërmjet një analize tërësore, premton siguri

principali dhe një kthim të pranueshëm” (2003, p. 18). Pra në aspektin financiar,

investimi është një kurs veprimi i cili ndërmerret me bindjen që do të justifikojë jo

vetëm shpenzimet e tij fillestare, por do të sigurojë dhe një kthim të leversisshëm gjatë

një periudhe kohe të dhënë. Ai natyrisht, në një përqindje të arsyeshme, përfshin brenda

riskun e mos-justifikimit të shpenzimeve të kryera dhe sigurimit të ndonjë kthimi, por

ky risk është i paevitueshëm dhe duhet marrë përsipër domosdoshmërisht nga

investuesi.

Në kontekstin e kapitalit njerëzor investimi konsiston në shpenzimet që

ndërmerr individi për t’u aftësuar dhe qenë ‘i denjë’ për tregun e punës në të cilin

aspiron të përfshihet. Në terma konkrete, ky aftësim i individit për tregun e punës

kryesisht konsiston në [1] edukimin e tij formal, [2] eksperiencën e tij në punë, dhe [3]

trajnimet që ai kryen në vendin e punës apo jashtë tij, në funksion të rritjes së

ekspertizës dhe cilësisë së profesionalizmit të tij.

Një ndër qëllimet kryesore të të gjithë këtij angazhimi – mendor, financiar dhe

kohor – të pjesëmarrësit në tregun e punës për t’u aftësuar është rritja e nivelit të

produktivitetit për punën ku ai aktivizohet, apo aspiron të aktivizohet. Çfarë kuptojmë

konkretisht me produktivitet të punonjësit? Produktiviteti i një punonjësi identifikohet

në mënyrë sasiore nëpërmjet një raporti të njësive të produktit apo shërbimit

përfundimtar që ai punonjës prodhon duke shfrytëzuar një njësi të dhënë inputi.

Njehsimi i tij mund të jetë fare i thjeshtë, por edhe tepër kompleks në varësi të faktorëve

që njehsuesi i përcakton si faktorë autputi dhe faktorë inputi. Qoftë faktorët e autputit,

qoftë ata të inputit të konsideruar në identifikimin e produktivitetit mund të jenë një ose

më shumë.

P = 𝑖𝑛𝑑𝑒𝑘𝑠 𝑠𝑎𝑠𝑖𝑜𝑟 𝑖 𝑎𝑢𝑡𝑝𝑢𝑡𝑖𝑡

𝑖𝑛𝑑𝑒𝑘𝑠 𝑠𝑎𝑠𝑖𝑜𝑟 𝑡ë 𝑖𝑛𝑝𝑢𝑡𝑒𝑣𝑒 𝑡ë 𝑘𝑜𝑚𝑏𝑖𝑛𝑢𝑎𝑟𝑎 (Schreyer, 2001, p. 18)

Në të shumtën e rasteve autputi është i lehtë për t’u pëcaktuar, pasi në një njësi

ekonomike prodhimi – qoftë kjo një biznes i vogël apo një korporatë gjigande – është

e qartë se çfarë prodhohet dhe cilat janë njësitë e majtjes së prodhimit. Përcaktimi i

inputit mund të rezultojë më kompleks pasi për podhimin e një njësie autputi zakonisht

nevojitet një kombinim faktorësh të inputit të cilët duhen unifikuar sipas një njësie të

dhënë. Shohim shembujt konkretë të mëposhtëm:

1. Në një punishte të vogël që prodhon vegla ndërtimi, një skuadër prej dy

punëtorësh arrin të prodhojë 7 kazma në 4 orë. Sa është produktiviteti

mesatar për punonjës duke konsideruar orët e punës si njësinë e vetme të

inputit?

P = 7

2∗4=

7

8=> 𝑃 = 0.88 kazma / orë pune.

2. Në një fabrikë semikonduktorësh një skuadër prej tre punëtorësh, çdonjëri

prej të cilëve paguhet $20 / orë, është në gjendje të kapë një prodhim total

ditor prej 300 njësish, duke shpenzuar gjatë procesit të prodhimit 600 MW

energji elektrike. Duke ditur që: procesi i prodhimit ditor të skuadrës zgjat

8 orë, çdo MW energji elektrike i shpenzuar kushton $1.7, dhe kostot e tjera

31

operative të procesit të prodhimit kushtojnë 1.3 herë sa kostot e pagës, të

llogaritet produktiveiteti mesatar për punonjës duke konsideruar $ si njësinë

e unifikuar të inputit.

𝑃 = 300

3∗8∗20 + 600∗1.7 + (3∗8∗20)∗1.3=

300

2124=>

=> 𝑃 = 0.14 njësi për $ të shpenzuar.

Siç ilustrohet më sipër, në shembullin 1 inputi llogaritet lehtësisht pasi

identifikohet që në kërkesë, ndërkohë që në shembullin 2 njehsuesi duhet fillimisht të

identifikojë faktorët e ndryshëm të inputit, dhe të përpiqet t’i unifikojë ata në një njësi

të vetme (që në rastin tonë është $).

2.1: KAPITALI NJERËZOR SI BAZË TEORIKE PËR LIDHJEN E NDËRSJELLË

MIDIS ARSIMIMIT DHE PRODUKTIVITETIT NË PUNË

Tani që jemi të qartë për nocionet e investimit dhe produktivitetit të analizuara

veçmas, mund t’i trajtojmë ato në kornizën e përbashkët të kapitalit njerëzor. Prania e

një marrëdhenieje e qëndrueshme midis edukimit formal dhe të ardhurave të siguruara

nga individi pjesëmarrës në fuqinë punëtore është vështirë të debatohet. Kjo

marrëdhenie identifikohet dhe provohet nëpërmjet fakteve në çdo vend të botës. Pyetja

që ngre mëdyshje tek hulumtuesit e fushës është: pse ekziston kjo marredhënie midis

edukimit formal dhe të ardhurave?

Shpjegimi ekonomik me robust për praninë e kësaj marrëdhënieje është teza

teorike e kapitalit njerëzor. Kjo tezë postulon se një investim në edukimin formal dhe

trajnimin profesional të vetes prin drejt një produktiviteti më të lartë në punë,

rrjedhimisht drejt sigurimit të një niveli më të lartë të ardhurash në tregun e punës.

Megjithatë dhe vetë integriteti i kësaj teze provokon dyshime. Njëri krah i

studjuesve mban fort qëndrimin se një rritje e përshkallëzuar e viteve të edukimit formal

influencon në një rritje të përshkallëzuar të produktivitetit të individit në punë. Krahu

tjeter i studjuesve pozicionohet në argumentin se suksesi i individit në edukim formal

luan rolin e një sinjali të mirëfilltë për punëdhënësit, duke u mundesuar atyre

përzgjedhjen e punonjësve të ardhshëm me potencialin më të lartë të produktivitetit.

Pra këta studjues, mbështetësit e hipotezës së shqyrtimit, mendojnë se edukimi formal

nuk ka aspak influencë mbi produktivitetin. Roli i tij në tregun e punës është thjesht të

marrë në shqyrtim dhe të seleksionojë cilët individë do të jenë produktivë në punë dhe

cilët nuk do të jenë.

Këto dy pozicione teorike të ekonomisë së edukimit dhe punës do t’i trajtojmë

më hollësisht gjatë këtij kreu. Në kreun pasardhës do të njihemi me instrumentet

njehsuese që nëpërmjet të të dhënave mund të testojnë soliditetin e teorisë së kapitalit

njerëzor.

Një ndër pretendimet më të vendosuara, por nga ana tjetër dhe ndër më të

debatuarat, e teorisë së shkencës ekonomike është se ka një lidhje të drejtpërdrejtë midis

produktivitetit të të punësuarit në tregun e punës dhe nivelit të tij të edukimit formal.

Deklarimi klasik i Adam Smith se “duhet marrë si e mirëqenë që puna të cilën punonjësi

mëson ta kryejë, do të mund të kompensojë, pa llogaritur pagën e zakonshme për

32

aktivitetin mesatar të punës, të gjithë shpenzimin e edukimit të tij” (Smith, 1776, p. 84),

është konsideruar për një kohë të gjatë si një nga gurët e themelit mbi të cilët ngrihet e

tërë struktura teorike e ekonomisë së edukimit dhe punës. Po të konsiderojmë të

pranueshëm arsyetimin se koha dhe paratë e shpenzuara në arsim kontribuojnë në rritjen

e nivelit të kapitalit njerëzor, si në aspektin individual edhe në atë të politikave

makrosociale dhe makroekonomike të një vendi, atëherë të shumta duhet të jenë palët

e interesuara për njehsimin e normës së kthimit nga një investim i tillë, siç ndodh

gjithnjë me çdo investim në kapital fizik.

Teza teorike e njohur si teoria e kapitalit njerëzor parashtron se me rritjen e

nivelit të edukimit formal, trajnimit në vendin e punës (dhe jashtë tij), dhe eksperiencës

së punonjësit rriten dhe të ardhurat e tij për asrye se punonjësi ofron produktivitet më

të lartë në punë.

Megjithëse analizimi i mirefilltë shkencor i kësaj teze i pati fillesat në vitet ’50

dhe ’60, nëpërmjet punës monumentale të kryer nga Mincer (1958), Schultz (1961),

dhe Becker (1962), fillimet e teorisë së kapitalit njerëzor datojnë të paktën që nga koha

e Sir William Petty 1623-1687), i cili qe i pari që formuloi idenë se “puna është nëna

dhe parimi aktiv i pasurisë” (Roncaglia, 2005, p. 72). Rreth një shekull më vonë,

ekonomisti spanjoll Gasper Melchor de Jovellanos (1744-1811), një tjetër pionier i

hershëm i frymës së kapitalit njerëzor shqyrtoi vlerën kapitale të punës dhe aplikoi idetë

e tij të kapitalit njerëzor për përdorimin e volitshëm të financave në mënyrë që Spanja

të përdorte edukimin për të zgjidhur problemet e saj ekonomike. Tek të tjerë ekonomistë

të hershëm që morën në konsideratë parimet e kapitalit njerëzor përfshihen Adam

Smith, Jean Baptiste Say, Nassau William Senior, Friedrich List, Johann Heinrich von

Thünen, Ernst Engell, Léon Walras, Irving Fisher dhe Karl Marx (Polachek, 2007, pp.

3-4).

Ndërkohë që interesat lidhur me rritjen makroekonomike u japin shpjegim

shumë prej motiveve për investime shtetërore dhe komunitare në kapital njerëzor, të

tjerë faktorë, si për shembull evidenca e përsëritur se punonjësit më të edukuar

përfitojnë pagat më të larta, i shtyjnë kërkuesit të analizojnë arsyet për të cilat individët

shpenzojnë burimet e tyre private për investime në edukim formal. Nëse vihet re në

mënyrë konsistente se arsimimi ndikon pozitivisht në të ardhurat periodike të individit,

atëherë shpenzimet private në edukim formal kanë leverdi. Të fokusuarit e kërkimeve

në të tilla investime të edukimit formal çoi në studime që ofronin metoda për të

llogaritur normat private dhe sociale të kthimit (Psacharopulos, 1985, pp. 284-285).

Duhet theksuar se nocioni përfaqësues i kapitalit njerëzor nuk është thjesht dhe

vetëm edukimi. Aty përfshihen dhe tipare të tjera të virtuozitetit krijues dhe prodhues

të njeriut si:

eksperienca,

trajnimi specifik që një punonjës mund të marrë (brenda ose jashtë vendit të

tij të punës)

inteligjenca e trashëguar,

niveli i energjisë që karakterizon aktivitetin e një punonjësi,

aftësia e punonjësit për të vënë në zbatim nismat, planifikimiet, dhe

vendimet e marra në punë,

besueshmëria ndaj punonjësit,

prirja (tendenca) ndaj kryerjes së punës me përkushtim (Ruder, 2014), etj.

33

Megjithatë, me përjashtim të [1] ekperiencës dhe [2] trajnimeve apo stazheve të

ndryshme të punës, të cilat, në më të shumtën e rasteve, përfitohen në vendin e punës,

është pikërisht edukimi formal, i njohur ndryshe në terminologji si arsimimi, ai

komponent i kapitalit njerëzor i cili mund të përfitohet në mënyrë relativisht të

njëtrajtshme dhe pa dallime në kushte apo cilësi nga të gjithë punonjësit potencialë të

një vendi. Të gjithë komponentët e tjerë të kapitalit njerëzor janë trajta që i perkasin

kryesisht karakterit dhe integritetit parimor të individit, dhe natyrisht keta të fundit

dallojnë nga njëri individ tek tjetri. Për këtë arsye arsimimi veçohet si ai komponent i

kapitalit njerëzor, tek i cili nëse investohet në mënyrë të planifikuar dhe rigoroze, qoftë

nga individi, qoftë nga shoqëria, frytet e investimit do të vilen. Parë nga kjo perspektivë,

duhet kuptuar se nga edukimi formal nuk përfitojnë vetëm individët me të ardhura

relativisht më të larta se masa e madhe e forcës së punës (punëtoria), por e gjithë

shoqëria në tërësi duke qenë se produktiviteti i fuqisë punëtore rritet.

Sidoqoftë, teza së rritja e produktivitetit të punonjësit mundësohet – ndër të tjera

– edhe nga rritja e nivelit të tij të arsimimit, ka mjaft kundërshtues gjithashtu. Ata

studiues që mendojnë se niveli i arsimimit të individit nuk ka lidhje domethënëse me

produktivitetin e tij në tregun e punës, janë zakonisht mbështetës të tezës alternative të

kapitalit njerëzor, të njohur si hipoteza e shqyrtimit (angl.: screening hypothesis). Kjo

hipotezë sugjeron se arsimimi në vetvete nuk ndikon në ndonjë përmirësim të

produktivitetit në punë, por se ai është thjesht një mjet sinjalizimi i përdorur nga

punëdhënësit për të përzgjedhur punonjësit më të aftë (Padrón, 2004, pp. 171-172).

E marrë në ekstremin e saj, hipoteza e shqyrtimit lë të kuptohet se institucionet

arsimore, nëpërmjet edukimit formal, thjesht identifikojnë individët potencialisht më

produktivë, por nuk shërbejnë për të rritur kapacitetet produktive të studentëve (ky

njihet si pozicioni kredencialist). Duke qenë se, sipas kësaj teorie, nuk kemi rritje

produktiviteti si rezultat i rritjes së nivelit të arsimimit, supozohet se përfitimet e

individëve nga ky investim, me kalimin e kohës, do të tkurren, ndërkohë që përfitimet

e shoqërisë do të mbeten gjithashtu të vogla.

Duke ditur që kjo është një prej mënyrave që garanton të ardhura më të larta,

individët me aftësi më të mëdha zgjedhin të investojnë në arsimim dhe trajnim duke u

munduar të përcjellin kështu sinjale të qarta për punëdhënësit se ata meritojnë dhe

kërkojnë nivele më të larta të pagave. Punëdhënësit, në krahun tjetër, në mungesë të

informacionit më cilësor dhe të specifikuar, përdorin kredencialet e arsimimit dhe

trajnimit për të bëre zgjedhjet e volitshme të kandidatëve për vendet e tyre vakante. Ky

është një fenomen i zakonshëm në pjesën më të madhe të tregjeve të punës, pasi

punëdhënësi nuk është i sigurt mbi aftësitë produktive të punëkërkuesit në kohën kur

ky i fundit pranohet në punë. Edhe në periudhën menjëherë pas pranimit në punë, ky

informacion përsëri mbetet i pamjaftueshëm (Spence, 1973, p. 356). Shpesh kërkohet

trajnim specifik për vendin e punës, dhe koha kur punëkërkuesi fillon të shfaqë

produktivitetin e nevojshëm në pozicionin e tij të punës varet nga aftësia e tij për t’u

përshtatur me metodat, mjetet, kushtet e trajnimit dhe njerëzit nga të cilët trajnohet. Për

këto arsye, është shumë e leversisshme për punëdhënësin të caktojë pagën e punonjësit

të sapoemëruar bazuar mbi kredencialet e tij të arsimimit, duke supozuar që

produktiviteti i tij në punë do të jetë i barazvlefshëm me treguesit e tij akademikë – lloji

i diplomës, mesatarja, notat për subjekte specifike, koha e shfrytëzuar për diplomim,

etj.

Thënë në mënyrë më konçize, teoria e kapitalit njerëzor ngre arsyetimin se vlera

ekonomike e edukimit manifestohet – mbi të gjitha – tek produktiviteti i punonjësve,

34

ndërsa hipoteza e shqyrtimit përcjell argumentin se vlera e edukimit është thjesht

informative në lidhje me aftësitë ekzekutuese dhe përmbushëse të individit në punë.

Një veçanti e hipotezës së shqyrtimit, e quajtur nga ekonomistët “sheepskin

effect” është testuar nga Card dhe Krueger. Sheepskin effect është emërtuar impakti

financiar i zotërimit të një diplome universitare apo të shkollës së mesme në pagën e

një punonjësi. Supozohet se ky impakt i shtohet vlerës marxhinale të viteve të edukimit

formal të kryera nga punonjësi. Në prezencë të efekteve “të kredencialeve” apo

“sheepskin,” kthimi nga investimi në edukim formal pritet të jetë më i lartë për vitin e

12-të të edukimit (vit në të cilin zakonisht sigurohet diploma e shkollës së mesme) dhe

vitin e 16-të të edukimit (vit në të cilin zakonisht sigurohet diploma universitare) në

SHBA. Një mënyrë e thjeshtë e testimit të linearitetit të viteve të arsimimit është duke

vëzhguar nëse logaritmi i të ardhurave të një kampioni individësh të shqyrtuar mbetet

relativisht linear në varësi të viteve të arsimimit.

Rezultatet e Card dhe Krueger për tri grupmosha të diferencuara të meshkujve

të racës së bardhë treguan se të ardhurat javore vërehen të jenë funksion linear i viteve

të arsimimit për pjesën më të madhe të periudhës shkollore. Një përjashtim vihet re në

periudhën midis vitit të 15-të dhe të 16-të të arsimimit, periudhë e cila dëshmon për

efektet “sheepskin.” Kjo pasi të ardhurat nga arsimimi për këtë periudhë specifike

kohore raportohen sistematikisht më të larta sesa për nivele të tjera arsimimi. Sidoqoftë,

është për t’u theksuar fakti se nuk vihet re një prirje rritëse kthimi në të ardhura për

vitin e 12-të të arsimimit (viti i diplomimit në shkollë të mesme). Nga analiza e tyre,

Card dhe Krueger dalin në përfundimin se logaritimi i të ardhurave javore rezulton një

funksion relativisht linear i viteve të arsimimit me përjashtim të dy të dhjetave më të

ulëta (brenda grupmoshës) të shpërndarjes së arsimimit (Card & Krueger, 1992, pp. 8-

9).

Nga testet matëse që i janë bërë hipotezës së shqyrtimit, një ndër më të plotat

dhe gjithëpërfshirëset është puna e Night dhe Sabot për përpilimin e një raporti të

Figura 1: Ndikimi i viteve të edukimit formal në nivelin e pagës javore

Burimi: (Card & Krueger, Does School Quality Matter? Returns to Education

and the Characteristics of Public Schools in the United States, 1992, fq. 6).

Subjekti: tri grupmosha të meshkujve të racës së bardhë të lindur në Alabama

dhe Georgia, SHBA.

35

Bankës Botërore të vitit 1990. Me anë të punës së tyre ata ofrojnë një analizë të thellë

dhe ezauruese mbi impaktin që politikat shtetërore të edukimit kanë në tregjet e punës

së Kenias dhe Tanzanisë. Në studimin e tyre Night dhe Sabot përdorin pikët e aftësive

konjitive të individëve të vrojtuar, si njësi matëse për përcaktimin e nivelit të tyre të

kapitalit njerëzor të përfituar nëpërmjet shkollës. Sipas tyre, “sa më shumë arsim

punonjësit të kenë kryer, aq më të larta aftësitë e tyre konjitive rezultojnë. Sa më të larta

të jenë aftësitë e tyre konjitive, aq më shumë aftësi profesionale ata mund të fitojnë

gjatë karrierave të tyre në profesion” (Knight & Sabot, 1990, p. 18). Shtrohet pyetja: si

shpjegohet marrëdhënia e ndërsjellë midis aftësive konjitive dhe atyre profesionale të

individit? Gjithnjë sipas Knight dhe Sabot, individët me nivel konjitiv më të lartë janë

të prirur t’i kushtojnë më shumë kohë trajnimit, dhe në të njëjtën kohë një nivel më i

lartë konjitiv u mundëson punonjësve të përfitojnë më shumë nga trajnimi (krahasuar

me individet që nuk kanë përparësi konjitive). Eventualisht, një akumulim më i madh i

aftësive profesionale do të përkthehej në një pjerrësi më të fortë të kurbës së profilit të

ardhura – eksperiencë.

Në lidhje me testimin faktik e hipotezës së shqyrtimit, kontributi i Night dhe

Sabot konsiston në rezultatet shifërore që ata siguruan për dy pyetje të ngritura prej

tyre:

1. A ka një marrëdhënie pozitive midis aftësive konjitive dhe të ardhurave të

siguruara si rrjedhojë e akumulimit të eksperiencës për punonjës me nivel

të njëjtë edukimi?

2. A ka dallim në aftësi konjitive midis përfunduesve të arsimit fillor dhe

përfunduesve të arsimit të mesëm të mjaftueshëm për t’i dhënë shpjegim

differencës në të ardhurat e tyre të siguruara si rrjedhojë e akumulimit të

eksperiencës?

Rezultatet e analizës tregojnë se, për të dyja kategoritë e të punësuarve,

përfunduesit e arsimit fillor dhe përfunduesit e arsimit të mesëm, të ardhurat e siguruara

si rrjedhojë e akumulimit të eksperiencës variojnë pozitivisht me aftësitë konjitive.

Kështu vihet re se tek përfunduesit e arsimit të mesëm me 10 vite eksperiencë pune në

Kenia, të ardhurat si rrjedhojë e akumulimit të eksperiencës janë 4.7% në vit për ata që

rezultojnë në 1/3-tën e poshtme të pikëve të testit të aftësive konjitve, dhe 9.9% në vit

për ata rezultojnë në 1/3-tën e sipërme (Knight & Sabot, 1990, pp. 91-92). Këto shifra

sugjerojnë se është pikërisht diferenca në aftësi konjitive midis përfunduesve të arsimit

fillor dhe atyre të arsimit të mesëm ajo çka është përgjegjëse për diferencën ndërmjet

këtyre dy kategorive në të ardhura si rrjedhojë e akumulimit të eksperiencës. Një pjesë

e konsiderueshme e diferencës në vlerë aktuale të të ardhurave midis dy niveleve të

arsimimit në Kenia dhe Tanzani i atribuohet ndikimit që niveli më i lartë konjitiv i

përfunduesve të arsimit të mesëm ka në të ardhurat e tyre si rrjedhojë e akumulimit të

eksperiencës. Ky fakt nga njëra anë bie ndesh me thelbin e hipotezës së shqyrtimit, e

cila rritjen në nivelin e të ardhurave ia atribuon thjesht dhe vetëm kredencialeve

akademike, dhe nga ana tjetër është në të njëjtën linjë me predikimin e teorisë së

kapitalit njerëzor, sipas së ciles edukimi formal (nëpërmjet përmirësimit të aftësive

konjitive) luan një rol të drejtëperdrejtë në produktivitetin e punonjësit. Sipas autorëve:

[…] rezultatet nuk janë të pajtueshme me interpretimin kredencialist3 të

ndërveprimit midis arsimimit dhe të ardhurave si rrjedhojë e akumulimit të

3 Interpretimi kredencialist është një pozicionim radikal i përkrahësve të hipotezës së shqyrtimit

36

eksperiencës. Ato janë të pajtueshme me shpjegimet e shqyrtimit dhe të vetë-

përzgjedhjes deri në masën ku diferenca në aftësi apo edukimi familiar mund

të shpjegojë diferencën në aftësi konjitive midis përfunduesve të arsimit fillor

dhe atyre të arsimit të mesëm. [Interpretimi i shifrave dëshmon në mënyrë

bindëse] se përqindja më e madhe e diferencës në aftësi konjitive midis dy

kategorive të punonjësve shpjegohet nga diferenca në vite arsimim. […]

Gjetjet tona mbështesin interpretimin e kapitalit njerëzor. Vihet re që

punonjësit më të arsimuar kanë të ardhura më të larta si rrjedhojë e

akumulimit të eksperiencës për arsye se arsimimi dhe trajnimi janë aktivitete

që plotësojnë njëri-tjetrin; aftësitë e fituara në shkollë janë përcaktuese për

arritjet në trajnim, dhe shërbejnë si inpute në procesin e përvetësimit të

aftësive post-akademike. (Knight & Sabot, 1990, p. 97)

Substanca e teorisë themelore që bën lidhjen midis arsimimit (dhe trajnimit) dhe

produktivitetit të të punësuarit – ajo e kapitalit njerëzor – është analizuar statistikisht

për më shumë se 60 vjet nga studiues në mbarë boten, duke i qëndruar më së miri testit

të kohës.

Në aspektin e ndikimit të kapitalit njerëzor në rritjen ekonomike të një vendi,

një studim interesant për vendet e Evropës Perëndimore i kryer nga Izushi dhe Huggins

(2004) dëshmon se ka një lidhje statistikisht të rëndësishme, nën nivelet 10% dhe 5%

të rëndësisë, midis ndryshueshmërisë në vite të edukimit formal dhe atij në kapital fizik.

Shprehur ndryshe, sipas shpjegimit të autorëve, një përmirësim i nivelit të arsimimit

(që përfaqëson kapitalin njerëzor) çon në një rritje të kapitalit fizik (ose kuptuar

ndryshe, një nivel më të lartë të rritjes ekonomike) për periudhën e vëzhguar të viteve.

(Izushi & Huggins, 2004, pp. 108-109) Ata gjithashtu shpjegojnë se, ndërkohë që në

vendet në zhvillim kapitali njerëzor mund të matet nëpërmjet të llogaritjes së mesatares

së viteve të arsimimit për tërësine e fuqisë punëtore të vendit të marrë në shqyrtim, në

rastin e vendeve të zhvilluara të Evropës Perëndimore, ku për shkak të mungesës së

efektit ‘catch-up’4 nuk vërehet një prirje e përshpejtuar i rritjes ekonomike, kapitali

njerëzor duhet llogaritur si përqendrim i punës intensive të trurit në sektorë specifikë të

kompanisë, siç është rasti i punonjësve në sektorin e kërkim-zhvillimit. Bazuar në këtë

arsyetim, është pikërisht akumulimi i kapitalit njerëzor sipas kësaj forme ai çka dikton

prirjen e rritjes ekonomike në një vend në të cilin nuk ka prani të efektit ‘catch-up’.

Në aspektin e ndikimit të kapitalit njerëzor në rritjen e performancës së

organizatës në sektorin jo-publik, një studim i kryer nga Delaney dhe Huselid (1996)

në lidhje me ndikimin që praktikat progresive HRM5 kanë mbi matësit e përceptuar të

performancës organizative, të mundësuar nëpërmjet të intervistimit telefonik dhe me

pyetësorë të një kampioni të përbëre prej 727 organizatash fitimprurëse dhe jo-

fitimprurëse në SHBA, ofron këto përfundime. Praktikat progresive HRM, në të cilat

përfshiheshin selektiviteti në përcaktimin e stafit dhe trajnimi, rezultuan me lidhje

pozitive – brenda niveleve konvencionale të rëndësisë statistikore – me matësit e

perceptuar të performancës organizative. Gjithashtu analizat statistikore nën-grupuese

të kryera nga autorët treguan se efekti i praktikave progresive HRM vërehet i ngjashëm

si në organizatat fitimprurëse ashtu dhe në ato jo-fitimprurëse. Sipas autorëve, kjo

4 Teza teorike që prashtron se, duke qenë që ekonomitë më të varfra tentojnë të kenë prirje më të shpejtë

rritjeje se ekonomitë e konsoliduara, në terma të të ardhurave për frymë, në një kohë të caktuar të së

ardhmes, të gjitha ekonomitë do të konvergjojnë në një pikë

5 Menaxhimi i burimeve njerëzore (angl.: Human Resource Management)

37

ngjashmëri në efekt është evidencë për një përgjithësim në lidhjen ‘praktikë progresive

HRM – performancë organizative’ (Delaney & Huselid, 1996), së paku në sektorin jo-

publik.

Përsa i përket një këndvështrimi historik të shtrirë në një hapësirë kohore prej

mbi një shekull, Bas van Leeuwen (2007) ofron një studim të detajuar të ndikimit që

edukimi fillor, i mesëm dhe i lartë ka patur në trajektoret e ecurive ekonomike të

Japonisë, Indisë dhe Indonezisë nga dekada e fundit e shek. XIX deri në fund të shek.

XX. Në analizën e tij, sa i përket ndikimit që rritja e stokut të kapitalit njerëzor për

frymë ka mbi rritjen e GDP-së për frymë në këto tri shtete, ai specifikon se përfuntimet

e tij janë në të njëjtën linjë me teorinë e Robert E. Lucas, Jr. (1988) për rritjen

ekonomike endogjene.6 Sipas autorit, të gjithë koeficientet e rritjes së kapitalit njerëzor

në modelin e ndërtuar prej tij rezultojnë pozitivë dhe statistikisht të rëndësishëm (van

Leeuwen, 2007, p. 214), duke nënkuptuar se në të gjitha analizat ekonometrike të kryera

me të dhenat e këtyre tri shteteve për një periudhë kohore mbi 100 vjeçare, rezultatet e

modelit mbështesin teorinë se zhvillimi i kapitalit njerëzor ka një ndikim të

pamohueshëm në rritjen ekonomike të një vendi. Përfundimet e këtij studimi, edhe për

një periudhë të konsiderueshme kohore, janë një tjetër provë per vlefshmërinë e teorisë

së kapitalit njerëzor.

Përsa i përket rrafshit të modelimeve teorike për të provuar matematikisht

lidhjen e ndërsjellë midis kapitalit njerëzor dhe rritjes ekonomike, spikat puna e Barro

dhe Sala-i-Martin në librin e tyre “Rritja Ekonomike”7 (2004). Autorët paraqesin një

numër të madh shembujsh të modeleve makroekonomike që, së paku teorikisht,

mundësojnë trajektore rritëse në ekonominë e një vendi apo rajoni, dhe një pjesë e mirë

e këtyre shembujve përfshijnë variablin H, akronim të cilin autorët e kanë specifikuar

për kapitalin njerëzor. Nëpërmjet rezultateve të njërit prej modeleve, Barro dhe Sala-i-

Martin sugjerojnë se gjenerohet prodhim atëherë kur struktura e inputeve të modelit

karakterizohet nga abondancë e kapitalit njerëzor (H), duke nënkuptuar nevojshmërinë

e prezencës së bollshme të njerëzve të arsimuar në ekonomi. Komenti i autorëve vijon

me arsyetimin se modeli sugjeron rekuperim relativisht të shpejtë të ekonomisë në rastet

kur ndodh një luftë, e cila do të ishte shkatërrimtare kryesisht për kapitalin fizik (K),

por rekuperimi i ekonomisë do të ishte relativisht i ngadaltë në rastet e shpërthimit të

një epidemie, pasojat e së cilës do t’i vuanin njerëzit (H) (Barro & Sala-i-Martin, 2004,

pp. 269-271). Nëpërmjet këtij modeli autorët provojnë nevojshmërinë e pasjes së një

shtrese të arsimuar të popullsisë për të mundësuar një rritje të dëshirueshme të GDP-së

në një rajon të dhënë.

Të gjithë këta shembuj – relativisht aktualë të analizimit shkencor të teorisë së

kapitalit njerëzor – janë sjellë për të evidentuar faktin se, pas më shumë se gjashtë

dekadash nga shfaqja e saj në diskursin ekonomik botëror, pavarësisht kritikave,

opinionizmit kundërshtues, dhe modeleve e hipotezave zëvendësuese, teza e kapitalit

njerëzor vijon të afirmohet si infrastruktura më përshtatshme për shpjegimin teorik të

lidhjes midis edukimit formal dhe produktivitetit të punonjësit në ekonomi.

6 Sipas R. E. Lucas dhe një numër studjuesish të tjerë, rritja ekonomike e një vendi vjen kryesisht si rezultat

forcave të brendshme (endogjene) dhe jo i atyre të jashtme; kjo teori parashtron se investimet në kapital

njerëzor, inovacion dhe dije janë kontribuesit më të drejtpërdrejnë të rritjes ekonomike të një vendi.

7 Titulli në angl.: Economic Growth

38

2.2: ROLI I KAPITALIT NJERËZOR NË KOMPENSIMIN

PERIODIK QË PUNONJËSI SIGURON NGA PUNËDHËNËSI

Individi investon në aftësimin e tij profesional, pasi ky aftësim i nevojitet për të

arritur nivelin më të lartë të mundshëm të produktivitetit të tij. Ky nivel produktiviteti

i shërben pasi në këtë mënyrë ai merr pjesë në tregun e punës duke u kompensuar në

masën më të kënaqshme të mundshme për të.

Nga sa më sipër kuptojmë që individi në shoqëri, si dhe anëtarët e familjes ku

ai rritet apo bën pjesë, janë të ndërgjegjshëm që masa e kompensimit të tij në tregun e

punës është thelbësisht e varur nga niveli i produktivitetit të tij. Kjo është arsyeja pse

familjet në gjirin e të cilave ka të rinj që në një të ardhme planifikojnë dhe aspirojnë të

bëhen pjesëmarrës të forcës së punës, dhe sidomos familjet shqiptare në veçanti, i

kushtojnë kaq shumë rëndësi edukimit formal dhe rritjes së nivelit të tij tek i riu.

Po a është produktiviteti i individit pjesëmarrës në tregun e punës faktori i vetëm

– apo qoftë dhe thjesht ndër më të rëndësishmit – për përcaktimin e masës së

kompensimit të tij? Këtu është e nevojshme të theksohet se ekziston një teori e shkencës

ekonomike neoklasike e ndërtuar e tëra mbi këtë linjë përsiatjeje, e quajtur “Teoria

produktit marxhinal të shpërndarjes së të ardhurave”.8 Kjo teori parashtron se në një

treg pune tërësisht konkurrues punonjësit paguhen për atë vlerë monetare që u sigurojnë

punëdhënësve nëpërmjet produktit marxhinal që ata prodhojnë, pra, ka një lidhje të

drejtpërdrejtë midis produktivitetit te punonjësve dhe kompensimit të tyre nga tregu i

punës (Dickerson & McIntosh, 2011, p. 39).

Teoria ka hasur në kundërshtime të forta parimore lidhur me përfundimet sasiore

që ofron: ka kusht themelor konkurrencën perfekte (që praktikisht është e paarritshme),

shpërblen faktorët e prodhimit, jo individët (zotërimi i tokës dhe kapitalit u siguron të

ardhura pronarëve, dhe këto të ardhura barazvlerësohen ekskluzivisht me kontributin e

faktorëve, jo me atë të individëve të punësuar nga këta pronarë), nuk propozon një

mënyrë të mirëfilltë të ndarjes së kontributeve të sigurara nga faktorët e prodhimit për

produktin total të prodhuar (kur kulturat bujqësore tejkalojnë pritshmëritë e prodhimit

në ara, erdhi kjo si rezultat i plugut të përdorur për plugimin e tokës, apo si rezultat i

punës më eficente të bujqve?)

Teoria e produktit marxhinal të shpëndarjes së të ardhurave është konsideruar

gjithmonë një idealizim i realitetit ekonomik nga studiuesit. Ashtu si bukuria e një

personi, kontributi i një punonjësi në prodhim i përket syrit (perceptimit) të vlerësuesit

dhe pyetja që pason në të tilla raste është: cili është vlerësuesi dhe sa kredibilitet paraqet

vlerësimi i tij? Megjithatë është e vetmja teori e ekonomisë që ofron një interpretim

konkret të lidhjes midis produktivitetit të punonjësit dhe kompenismit të tij në tregun e

punës.

Ajo është testuar në forma të ndryshme nga studiues të shumtë të ekonomisë,

dhe përmes rezultateve respektive, parë nga perspektiva të ndryshme, janë ofruar

interpretime relativisht kongruente të saj. Në një studim gjithëpërfshirës për akademikë,

agjentë shitjesh të pasurive të patundshme dhe agjentë shitjesh makinash, Robert H.

Frank arriti në përfundimin se organizatat kanë prirje të paguajnë më pak se vlera e

produktit marxhinal përkatës punonjësit më produktivë të tyre, ndërkohë që punonjësit

8 Angl.: Marginal product theory of income distribution

39

me produktivitet më të ulët i paguajnë më shumë se vlera e produktit marxhinal përkatës

(1984).

Një tjetër studim empirik i kryer Bosworth & Perry nëpërmjet shfrytëzimit të

bazave të të dhënave të një diapazoni kohor prej 45 vjetesh nga Bureau of Labor

Statistics në SHBA, raporton një ndryshim të beftë në trendin e rritjes së përqindjes

kompensimit të punonjësve amerikanë, që nga 2.7% në vit për intervalin e viteve 1948-

1973 bie papritur në 0.6% në vit për intervalin e viteve 1973-1993. Por në fakt, sqarojnë

autorët, këto luhatje kanë ndjekur deri diku besnikërisht trendin e produktivitetit të

punonjësve për të njëjtin diapazon kohor, rritja në përqindje e të cilit nga 2.5% në vit

për intervalin e viteve 1960-1973 pësoi rënie në 0.9% në vit për intervalin e viteve

1973-1993. Këto shifra mbështesin teorinë e produktit marxhinal të shpërndarjes së të

ardhurave, e cila postulon se normat e rritjes së produktivitetit të punonjësve dhe

kompensimit të tyre në tregun e punës duhet të jenë reflektuese të njëra-tjetrës

(Bosworth & Perry, 1994, pp. 319, 326, 327, 337).

Në përfundime të ngjashme, që shkojnë në të njëjtën linjë me teorinë e produktit

marxhinal të shpërndarjes së të ardhurave, arrin dhe studimi i Brian W. Cashell, i cili

përfshin në analizë të dhëna nga një sërë institucionesh të mbledhjes dhe përpunimit të

statistikave ekonomike në SHBA, i grupon ato në tri intervale kohore – 1948-1973,

1973-1995, dhe 1995-2003 – dhe mbi bazën e tyre kryen një krahasim të normës vjetore

të rritjes së përqindjes së kompensimit orar nga tregu i punës (të ri-llogaritur për efektin

e inflacionit) me normën vjetore të rritjes në produktivitet të punonjësve, për intervalet

kohore të siperpërmëndura (2004). Perfundimët e Cashell paraqiten grafikisht në faqen

pasuese. Nga grafiku shihet qartë që, për të treja intervalet kohore, norma e

kompensimit vjetor i qëndron besnike normës së produktivitetit të punonjësve, çka

interpretohet që edhe në terma empirikë, për diapazone të konsiderueshme kohore,

kompensimi vërehet të paraqesë një varësi relative prej produktivitetit.

Megjithatë, për rrethana ekonomike të caktuara në intervale të caktuara

kohore, kompensimi në tregun e punës mund të mos rezultojë reflektues i trendit të

produktivitetit të punonjësve. Në një punë kërkimore të kryer nga studiues të

Mälardalen University në Suedi, autorët zgjuarsisht identifikojnë ato rrethana që

paraqesin tiparet e një efekti domino në rrafshin mikroekonomik, për të cilat

produktiviteti i punonjësve rritet më shpejt se kërkesa konsumatore për produktet që

këta punonjës prodhojnë. Kjo nënkupton që oferta për këto produkte e tejkalon kërke-

Figura 2:

Kompensimi real

dhe rritja e

produktivitetit

Burimet:

Department of

Commerce, Bureau

of Economic

Analysis,

Department of

Labor, Bureau of

Labor Statistics

40

sën duke shkaktuar artificialisht kështu një rënie eventuale të çmimeve. Me rënien e

çmimit të produkteve ulen nevojat për punë në tregun e punës, e ndërkohë që oferta për

punonjës mbetet e pandryshuar, kompensimi i punonjësve merr tendencë rënëse.

Në rrafshin sektorial, të tilla raste do të kontribuonin në një ulje të impaktit që

produktiviteti i punonjësve ka në nivelin e kompensimit në tregun e punës (Zakirov,

2013, p. 30). Po ashtu nevojitet të nënvizohet fakti që, duke lënë mënjanë

produktivitetin e punonjësve në ekonominë e një vendi, faktorë të tjerë deçizivë në

përcaktimin e kompensimit që tregu i punës së atij vendi ofron janë: luhatjet

ekonomike-financiare në rajonin gjeografik ku ai vend gjendet (për një periudhë të

dhënë kohore), masa e ofertës së punës dhe krahasimi i saj me nevojën në tregun e

punës, strukturimin e fuqisë punëtore të një vendi përsa i përket aftësive dhe

kualifikimit, etj.

2.3: KOMPENSIMI QË SIGURON PUNONJËSI NGA TREGU

SHQIPTAR I PUNËS

Për sa më siper, le të vijojmë me marrjen në analizë të vendit tonë. Në një raport

të tij të publikuar në vitin 2016 për pasqyrën e përgjithshme ekonomike të Shqipërisë,

Fondi Monetar Ndërkombëtar (FMN) llogarit se në vitin 2014 paga mesatare në

Shqipëri – me një vlerë prej €380 – ishte përafërsisht sa gjysma e medianës së pagave

të vendeve të CESEE,9 ndërkohë, gjithashtu, që edhe produktiviteti i pononjësve

rezultonte në nivelin 63% të produktivitetit të punonjësve të vendeve të CESEE

(Cabezon, End, Ismail, & Thackray, 2016, p. 23).10 Siç shihet konkretisht në dy grafikët

e faqes pasuese, nga vendet e CESEE për vitin 2014, Shqipëria renditet e parafundit

(duke lënë pas vetëm Moldavinë) qoftë për nga niveli i pagës mesatare ($483.3 në muaj

duke marrë për bazë pagën mesatare të sektorit publik shqiptar), qoftë për nga ai i

produktivitetit të punonjësve. Gjithashtu, vërehet një lidhje e ndërsjellë midis trendeve

të pagës mesatare dhe produktivitetit të punonjësve për dhjetëvjeçarin e marrë në

shqyrtim (2005-2015). Ndërkohë, niveli i pagave në tregun shqiptar të punës arrin të

kapë nivelin e kostos për njësi pune diku rreth vitit 2012 – për periudhën kohore 2005-

2010 shihet qartë që niveli i pagave është dukshëm nën nivelin e kostos për njësi pune

– dhe pas vitit 2012, pikërisht atëherë kur fillojnë të ndihen efektet e krizës greke në

ekonominë shqiptare, pagat dhe produktiviteti së bashku marrin një trend të lehtë rënës.

Ky trend rënës i pagave shpjegohet dhe nëpërmjet rritjes së ofertës për punë, e cila nga

ana e saj ndodh pasi nxitet nga vazhdimi i migrimit të brendshëm nga zonat rurale drejt

zonave urbane të vendit, si dhe një rënie e theksuar e remitancave, fenomen gjeofinan-

9 Evropa Qendrore, Lindore dhe Juglindore (angl.: Central, Eastern and Southeastern Europe)

10 Në raportin e tij, FMN cilëson se për pagën mesatare të vendit merret për bazë paga mesatare e sektorit

publik; kjo për arsye se të dhënat për pagat e sektorit privat në Shqipëri janë jo të besueshme për shkak

të masës së madhe të formave informale të kompensimit.

41

Figura 3: Pagat mesatare dhe produktiviteti, 2014

Burimet: OEDC, HAVER, IMF, WEO, dhe IMF staff estimates

ciar i cili i shtyn njerëzit t’i bashkohen fuqisë punëtore (Cabezon, End, Ismail, &

Thackray, 2016). Ndërkohë, niveli i kostos për njësi pune vërehet të jetë për herë të

parë poshtë niveleve të pagave dhe të produktivitetit pas vitit 2012, që do të thotë se për

Figura 4: Kostoja reale e punës për njësi autputi të prodhuar, pagat reale dhe produktiviteti

Burimet: OEDC, HAVER, IMF, WEO, dhe IMF staff estimates

4 vitet e fundit të marra në analizë nga ky dhjetëvjeçar, për herë të parë ekonomia në

planin makro rezulton rentabël. Kjo vetiu lë të kuptohet se për 6 vitet e para të

dhjetëvjeçarit të marrë në analizë, dhe me shumë mundësi edhe në vitet përpara fokusit

42

të kësaj analize, që nga pikënisja e ekonomisë së tregut të lirë në vend, siç vërehet në

grafikun e figurës 2.3, ekonomia në planin makro ka operuar në kushte humbjeje.11

Figura 5: Pagat në Shqipëri (2001-2015)

Burimet: INSTAT dhe IMF staff estimates

Një tjetër faktor i mbetjes pazull të nivelit të pagave që nga viti 2012 është

progresioni i pagave minimale. Siç shihet dhe nga grafiku i mësipërm, për diapazonin

kohor pesëmbëdhjetëvjeçar të marrë në shqyrtim – me përjashtim të 3 viteve të fundit,

2013-2015 – pagat minimale të shqiptarëve (të raportuara nga shteti, me shirita gri)

shënojnë një rritje prej rreth 40-50%, që rezulton ndër rritjet më të larta në Evropë.

Trendet e pagës minimale reale12 dhe pagës mesatare reale, shënojnë rritje edhe më të

theksuara, me rreth 55% dhe 60% respektivisht, e kapin nivelin nominal të pagës

minimale të raportuar nga shteti diku rreth periudhës së viteve 2010-2011, dhe pas vitit

2012 paga minimale reale merr një trend rënës, të cilin – paçka se më pak të theksuar –

e shohim dhe tek paga mesatare reale gjithashtu.

Përveç sa kemi shtjelluar, një e dhënë tepër interesante dhe e rëndësishme e

grafikut të figurës 2.4 është masa e pagës mesatare reale, e cila në vitin 2013 – sipas

llogaritjeve te FMN – rezulton në pikën më të lartë të saj, rreth 24`000 lekë në muaj, e

barabartë në vlerë me pagën minimale nominale. Për vitin 2015, paga mesatare reale

vërehet të ketë pësuar një rënie të lehtë, duke u fiksuar rreth vlerës 22`500 lekë në muaj.

Përsa i përket nivelit të pagës mesatare nominale të punonjësve shqiptarë për vitin 2015,

ai trajtohet hollësisht në Kreun III, në bazë të kampionit të studimit të siguruar nga

autori i këtij punimi, si subjekt qendror i tij.

Seritë e të dhënave të siguruara që nga fillimi i shekullit në vendet e Evropës

Lindore dhe Azisë Qendrore për përpilimet e anketave periodike të mjedisit të biznesit

11 Remitancat e emigrantëve, për një kohë të gjatë që nga fillimi i viteve ’90, kanë qenë “serumi” i

ekonomisë shqiptare, e cila në pamje të parë është karakterizuar nga një rritje e vazhdueshme dhe e

shëndetshme, por që për shkak të tyre është lëne e plogësht dhe e pafuqishme për të përballuar vitalitetin

prodhues të rajonit.

12 Pagë reale quhet sasia në para që përfiton periodikisht punonjësi, e ri-llogaritur për efektin e inflacionit.

Në përllogaritjet tipike ekonomike, sa më të larta të jenë vlerat e inflacionit në serinë vjetore të indeksit

të cmimeve të konsumit (CPI), aq më shumë ulen vlerat e pagave reale.

43

dhe performancës së sipërmarrjes, të mbajtura nga Banka Botërore (BB), i mundësojnë

studjuesit të ekonomisë të identifikojë disa tregues për Shqipërinë që lidhen me një sërë

karakteristikash dhe veçantish të kapitalit njerëzor në tregun shqiptar të punës, dhe të

kryejë në bazë të tyre krahasime me vendet e rajonit. Një ndër sfidat më të mëdha

strukturore të tregut shqiptar të punës mbetet aftësimi i mangët i punonjësve në sektorin

privat, kryesisht lidhur me trajnimin formal13 dhe eksperiencën e punës. Sa i përket

kësaj të fundit, shifrat regojnë se për periudhën e viteve 2007-2013, drejtuesi tipik në

krye të një biznesi në Shqipëri mesatarisht ka rreth 5 vite më pak eksperiencë pune në

sektorin ku ai biznes operon, krahasuar me drejtuesit e bizneseve në të gjitha vendet e

rajonit të marra në shqyrtim (ku përfshihen vendet e CESEE dhe ato të Ballkanit

Perëndimor14).

Siç shohim, veçantia e grafikut të mëposhtëm është kolona e biznesit kosovar,

e cila tregon se në terma mesatarë, në lidhje me rëndësinë e senioritetit për drejtimin e

sektorit privat, Kosova jo vetëm e lë prapa Shqipërinë, por paraqitet konservatore edhe

në krahasim me vendet e tjera të rajonit.

Sa i përket pranisë së punonjësve të patrajnuar në staf (në ndërmarrjet private),

vihet re një diferencë e theksuar midis Shqipërisë dhe vendeve të Ballkanit Perëndimor

dhe CESEE, shifrat e së cilës e vendosin Shqipërinë në një nivel rreth 13% më lart

krahasuar me të gjitha vendet e tjera të rajonit. Interpretuar nga një tjetër këndvështrim,

nëpërmjet grafikut të mëposhtëm evidentojmë faktin se kualifikimi i stafit në bizneset

shqiptare rezulton rreth 13% më i ulët se ai në bizneset e vendeve të rajonit. Përsa i

përket këtij treguesi, vërehet gjithashtu se situata në Kosovë i përngjet asaj në Shqipëri

me një diferencë prej vetëm 3%.

13 Trajnim që mundësohet nëpërmjet kurseve apo programeve të studimit të planifikuara në funksion të

pozicionit të punës aktual apo të ardhshëm të punonjësit. Këto kurse dhe programe i përmbahen një

plani të strukturuar sipas të cilit një student, i udhëhequr nga një mësues apo trajner, përmbush

standardet e vendosura dhe në fund siguron një lloj njehsimi formal, si një certifikatë, diplomë, apo

gradë.

14 Rajon gjeografik në jug të Evropës, i përbërë nga Shqipëria dhe të gjitha shtetet e reja të lindura nga

shpërbërja e Jugosllavisë, pa llogaritur Slloveninë.

Figura 6:

Vitet e

eksperiencës së

drejtuesit kryesor

në sektorin ku

operon biznesi

44

Në vazhdimësi të çështjes së trajnimit të punonjësve, nga të dhënat e BB

rezulton se bizneset shqiptare nuk janë të prirura të shpenzojnë për t’u ofruar trajnim

formal punonjësve të tyre të rinj, apo atyre që u nevojitet trajnim. Për periudhën e viteve

2005-2013, të dhënat tregojnë se vetëm 30% e ndërmarrjeve shqiptare të sektorit privat

u ofrojnë kushtet dhe/ose mbulimet e shpenzimeve për trajnim formal punonjësve të

tyre. Krahasuar me vendet e rajonit (Ballkanin Perëndimor dhe vendet e CESEE të

marra së bashku), kjo shifër, siç paraqitet dhe në grafikun e mëposhtëm, është rreth

12% më e ulët.

Kjo mungesë vullneti për investim në trajnim formal vihet re vetëm tek bizneset

shqiptare pasi, siç shihet në grafik, edhe Kosova e ka këtë tregues përafërsisht në të

njëjtin nivel me vendet e tjera të rajonit. Duke mbajtur parasysh që rajoni i marrë në

shqyrtim është esencialisht Evropa Lindore, dhe duke gjykuar që ndërmarrjet dhe

korporatat e sektorit privat në Evropën Perëndimore kapin nivele edhe më të larta të

investimeve në edukim formal për punonjësit e tyre, arrijmë të krijojmë një ide të vlerës

konkrete të edukimit formal në funksion të profesionit, dhe impaktit që ai mund të ketë

në të ardhurat periodike të punonjësit.

Figura 7:

Përqindja e stafit

që janë punonjës

të patrajnuar

Figura 8:

Përqindja e

bizneseve që

ofrojnë trajnim

formal

45

Nga të dhënat e FMN dhe BB, Shqipëria rezulton e parafundit për nga niveli i

pagës mesatare (kujtojmë, nivel ky i bazuar në pagën mesatare të sektorit publik; n.q.s.

do të përfshinim në llogari dhe sektorin privat, paga mesatare do të rezultonte edhe më

e ulët) dhe e fundit për nga niveli i investimeve në trajnim formal në dobi të punonjësve.

Pra, mund të ekzistojë një lidhje e drejtpërdrejtë midis përqindjes së bizneseve që

ofrojnë trajnim formal në një vend të caktuar të CESEE dhe pagës mesatare të atij vendi.

Që të testojmë në mënyrë rigoroze praninë ose jo të një lidhjeje të drejtpërdrejtë për dy

treguesit e lartpërmendur, rendisim në formë tabelore si më poshtë të dhënat e siguruara

nga studimi i FMN dhe pyetësori i BB për mjedisin e biznesit dhe performancën e

sipërmarrjes, kryejmë një analizë të thjeshtë regresi për këta dy tregues – duke trajtuar

si variabël shpjegues përqindjen e bizneseve që ofrojnë trajnim formal dhe si variabël

interesi pagën mesatare vjetore – dhe marrim rezultatin e mëposhtëm:

Tabela 1: Korrelacioni midis përqindjes së bizneseve që ofrojnë trajnim

formal në një vend, dhe pagës mesatare të atij vendi

Vendi %-ja e bizn. që ofrojnë trajnim formal $/vit

Sllovenia 54.66666667 29200

Estonia 55.90000153 17700

Kroacia 46.63333257 16800

Sllovakia 54.76666514 16100

Republika Çeke 62.56666565 15000

Polonia 51.23333359 14000

Hungaria 34.86666679 13200

Letonia 40.36666743 12250

Mali i Zi 24.45000076 11700

Lituania 37.83333333 10900

Bosnja dhe Herzegovina 46.50000127 10400

Rumania 33.13333321 8300

Serbia 41.23333359 8000

Maqedonia 36.73333422 7800

Bullgaria 36.20000076 6350

Shqipëria 29.66666603 5800

Moldavia 22.63333384 3400

Analiza e të dhënave (regres i thjeshtë):

%-ja e bizn. që ofrojnë trajnim

formal $/vit

%-ja e bizn. që ofrojnë trajnim formal: 1

$/vit: 0.71 1

Siç shohim nga shifrat e grafikut në faqen pasuese, të përftuar nga të dhënat e

mësipërme, ekuacioni i kësaj analize të thjeshtë regresi interpretohet si më poshtë:

($) pagë mesat. vjetore = −3242.21 + 369.36 * (%-je e bizn. që ofrojnë trajnim formal)

Ekuacioni i mësipërm sugjeron se për çdo 1% rritje të përqindjes së bizneseve

që ofrojnë trajnim formal të punonjësve në një vend të dhënë të Evropës Qendrore,

46

Lindore dhe Juglindore, paga mesatare vjetore në tregun e punës së atij vendi rritet me

$369.36. Kjo rritje në pagë është e konsiderueshme, dhe tregon impaktin substancial që

investimi në trajnim formal për punonjësit ka në të ardhurat e tyre. R2 i këtij ekuacioni

rezulton 49.88%, që do të thotë se përafërsisht 50% e ndryshueshmërisë në pagën

mesatare të një vendi shpjegohet nëpërmjet të përqindjes së bizneseve që ofrojnë

trajnim formal të punonjësve në atë vend; përqindjen e mbetur të faktorëve kontribues

në ndryshueshmërinë e pagës mesatare të një vendi, analiza jonë – modeste, e bazuar

vetëm në të dhënat e tabelës në faqen pararendëse – nuk e merr në konsideratë.

Figura 9: Paga mesatare në varësi të përqindjes së bizneseve qëmofrojnë trajnim formal ne vendet e CESEE

Gjykuar nga sa shtjellohet nëpërmjet të dhënave të mësipërme, kemi mundësinë

të krijojmë një ide të qartë të impaktit që zhvillimi i kapitalit njerëzor (komponent i të

cilit është dhe trajnimi formal) në një vend ka mbi të ardhurat periodike të pjesëmarresit

në tregun e punës së atij vendi. Zhvillimi i kapitalit njerëzor e bën punonjësin me

produktiv. Ky produktivitet i punonjësit kontribuon drejtpërsëdrejti në rritjen e sasisë

dhe cilësisë së prodhimit që shkon tek konsumatori, duke mundësuar rritje të ardhurash

për biznesin, një pjesë e të cilave shkon për llogari të rritjes së të ardhurave të vetë

punonjësit.

2.4: KONTRIBUTI I MINCER, SCHULTZ DHE BECKER NË TEORINË E

KAPITALIT NJERËZOR

47

Në fillim të Shek. XX, një plejadë e tërë ekonomistësh evropianë dhe amerikanë

i fokusuan përpjekjet e tyre të studimeve në vlerat ekonomike të punës së njeriut. John

B. Clark hulumtoi mbi diferencimin në vlerë të punës së kryer nga punonjës të trajnuar

nga masa e madhe e punonjësve që ofronin punë të paspecializuar. Ekonomisti rus

Stanislav G. Strumilin, nëpërmjet formulimit të modelit të tij për produktivitetin e punës

në kushtet e ekonomisë së centralizuar të njohur si ‘indeksi i Strumilinit’ (Nove, 2012,

p. 58), punoi për përllogaritjen sasiore të vlerës ekonomike të faktorëve më të

rëndësishëm të aftësive të punës. Ai gjithashtu formuloi eficencën e investimit në

edukim, dhë bëri përpjekje për krahasimin e efektivitetit në edukim formal në varësi të

nivelit të arsimimit.

Koncepti i kapitalit njerëzor është zbërthyer kështu nga Adam Smith në punën

e tij monumentale “Pasuria e Kombeve,” në përcaktimin e tij të katërt për kapitalin

tradicional: “Përvetësimi i ... talenteve gjatë ... edukimit, studimit, apo praktikës, krijon

një shpenzim të mirëfilltë, i cili është kapitali në [një] person. Ato talente [janë] një

pjesë e pasurisë së tij [dhe] gjithashtu e asaj të shoqërisë” (Smith, 1776). I pari që

përdori formalisht termin ‘kapital njerëzor,’ në kontekstin e justifikimit të nevojës për

investimin tek aftësitë njerëzore, ishte ekonomisti francez Arthur Cecel Pigou.

Nëpërmjet thënies së tij “ekziston një investim në kapital njerëzor, ekuivalent me

investimin në kapital fizik,” Pigou u mundua të drejtonte kursin e perceptimit ekonomik

të kohës drejt dimensionit të përcaktueshëm sasior të kapacitetit njerëzor.

Megjithatë i pari që e promovoi në mënyrë të spikatur në punën e tij udhëçelëse

mbi modelimin e shpërndarjes së të ardhurave nëpërmjet instrumenteve matematikore

konceptin e kapitalit njerëzor, ishte Jacob Mincer. Në artikullin e tij shkencor të

mirënjohur “Investimi në Kapital Njerëzor dhe Shpërndarja e të Ardhurave

Personale”15 (1958), të paraprirë nga teza e tij e dizertacionit për titullin ‘Dr’, “Një

Studim i Shpërndarjes së të Ardhurave Personale”16 (1957), Mincer bëri një eksplorim

të hollësishëm të një numri elementësh të lidhur me nocionin e kapitalit njerëzor:

të formuluarit e funksionit të të ardhurave nga kapitali njerëzor (njohur

ndryshe si funksioni i të ardhurave i Mincer-it);

të përcaktuarit e kapitalit njerëzor si njohuri dhe aftësi që mund të

akumulohen nga të gjithë individet nëpërmjet kohës së dedikuar ndaj

aktiviteteve të:

o edukimit formal,

o trajnimit (kryesisht në vendin e punës),

o eksperiencës në punë;

duke qenë se edukimi formal bën të mundur përmirësimin e produktivitetit

në punë dhe profesion, zgjedhjet e individit në lidhje me edukimin formal

duhen trajtuar si vendimmarrje investimi;

të kuptuarit se të ardhurat personale janë mënyra më e mirë e ofrimit të

përgjigjeve mbi çështjet më themelore të mirëqenies;

të kuptuarit se as fati dhe as paracaktimi nuk e përmirësojnë gjendjen e

varfërisë në një shoqëri, por investimi individual në edukim dhe përvojë

është aktiviteti që mundëson rritjen e pasurisë së saj;

15 Titulli në angl.: Investment in Human Capital and Personal Income Distribution

16 Titulli në angl.: A Study of Personal Income Distribution

48

të llogariturit, në mënyrë të përafërt, të eksperiencës në punë duke zbritur

nga mosha e subjektit [1] vitet e tij të edukimit formal, dhe [2] vitet e moshës

parashkollore (të cilat zakonisht janë gjashtë);

të kuptuarit e kompensimit të punonjësve në bazë të seksit, racës,

diferencimeve etnike, gjeografisë dhe mobilitetit të punës, zgjedhjes së

profesionit, etj;

të studiuarit e fenomeneve të papunësisë, shumëpunësimit, shkëputjes nga

forca e punës, dhe një sërë fenomenesh të tjera të tregut të punës.

Duhet theksuar se Mincer nuk qe i vetëm në punën e tij për t’i dhënë trajtë dhe

substancë teorisë së kapitalit njerëzor. Përpjekjet e tij u pasuan edhe nga dy ekonomistë

të tjerë, bashkëkohës të tij, Theodore Schultz dhe Gary S. Becker. Duke u mbështetur

në punën e njëri-tjetrit, të tre këta shkencëtarë gjeneruan në vitet ‘60 dhe ‘70 një vorbull

sinergjike mendimi shkencor e cila mundësoi hapjen e një fronti të gjerë studimesh

teorike dhe vrojtimesh eksperimentale mbi lidhjen e ndërsjellë të edukimit dhe

eksperiencës me performancën në punë. Becker u përqendrua kryesisht tek njehsimi i

të ardhurave individuale në bazë të niveleve të ndryshme të arsimimit nëpërmjet parimit

financiar të normës së brendshme të kthimit. Duke patur parasysh rëndësine e këtij

parametri në politikëberjen ekonomike, llogaritja e normës së brendshme të kthimit në

bazë të nivelit të arsimimit ka qenë vazhdimisht një sfidë për ekspertët e ekonomisë

empirike, dhe rrallë herë e parashikuar saktësisht nëpërmjet modeleve. Nga studime që

janë bërë në mbarë globin, nga të dhënat empirike të siguruara në bazë vitesh dhe

dhjetëvjeçarësh evidentohen norma të larta kthimi për arsimimin krahasuar me normat

për lloje të tjera investimesh, gjë e cila tregon qartë përparësinë relative të investimit në

edukim formal. Becker nga ana e tij bëri punë të admirueshme me metodat e tij të

llogaritjes së normës së brendshme të kthimit, por hasi vështirësi në gjetjen e një mënyre

të saktë përcaktimi për periudhën e trajnimit në punë të punonjësve. Sipas tij, të dhënat

për përcaktimin e nivelit të edukimit janë relativisht lehtë të sigurueshme, por të dhënat

për kohëzgjatjen e trajnimit në punë të një punonjësi vështirë të sigurohen në mënyrë

të saktë, dhe specifikimet jo-korrekte të këtij variabli mund të rezultojnë në parashikime

me gabime të patolerueshme (Becker, 1962, pp. 32-34). Schultz, nga ana e tij, në

aspektin teorik, u fokusua më së shumti tek specifikimi i qartë i aktiviteteve njerëzore

që duhet llogaritur si ‘investim në kapital njerëzor.’ Sipas tij:

Shumëçka që ne e njohim si konsum, në fakt përbën investim të mirëfilltë në

kapital njerëzor. Shpenzimet e drejtpërdrejta në arsimim, kujdesi

shëndetësor, dhe emigrimi i brendshëm për të siguruar mundësi më të mira

punësimi janë shembuj të pastër. Pagat prej të cilave preferojnë të heqin dorë

studentët e një moshe më të vonë që tani ndjekin shkollën, dhe punonjësit që

u përkushtohen trajnimeve në vendin e punës janë të tjerë shembuj të një

investimi të tillë. Sidoqoftë, askund këto nuk përfshihen si investime në

llogaritë tona kombëtare. Përdorimi i kohës së lirë për të përmirësuar aftësitë

dhe dijet është gjjthashtu tejet i përhapur, por askund i llogaritur. Në të tilla

mënyra dhe të ngjashme me këto, cilësia e përpjekjes njerëzore mund të

përmiresohet së tepërmi, duke çuar në rritjen e produktivitit të punonjësit.

Unë ngre pretendimin se të tilla investime në kapital njerëzor janë përgjegjëse

për pjesën më të madhe të rritjes në të ardhura reale për punonjës (Schultz,

1961, p. 1).

Siç shihet edhe në këtë citim nga artikulli i tij i mirënjohur “Investimi në Kapital

Njerëzor,” Schultz e sheh rëndësinë e kapitalit njerëzor në shpjegimin e një sërë

anomalish ekonomike të cilat, deri atëherë, nuk kish mundur t’u jepte shpjegim

49

mendimi ekonomik i kohës. Ai i kushton rëndësi investimeve në arsimim nga studentët

“e një moshe më të vonë,” dhe mobilitetit të fuqisë punëtore, specifikisht emigrimit të

brendshëm në SHBA. Sipas shtjellimit të tij, ky mobilitet ndodh pasi punonjësit

kërkojnë të përfitojnë nga mundësi më të mira punësimi, gjë e cila duhet kuptuar si

investim afatgjatë në kapital njerëzor. Kjo për arsye se emigrimi zakonisht kërkon kosto

fikse, të cilat do të mundësojnë të ardhura që me kohë do t’i shlyejnë këto kosto në të

ardhmen (në lokalitetin e ri të punës). Schultz zgjuarsisht argumenton pse studentët dhe

emigrantët janë, në mënyrë disproporcionale krahasuar me pjesën tjetër të popullsisë së

aftë për punë, kryesisht persona të rinj në moshë. Ai përpiqet të analizojë dhe disa

fenomene të tjera ekonomike të lidhura me kapitalin njerëzor si p.sh., pse norma e

kapitalit ndaj të ardhurave me kalimin e kohës ka pësuar rënie, pse të ardhurat nga puna

janë rritur me kalimin e kohës dhe për cilat arsye ky fenomen nuk ka qenë prezent

përgjatë thuajse gjithë historisë së njerëzimit, etj.

Një prej kontributeve themelore të dy të laureuarve me çmimin Nobel, Schultz

dhe Becker, ishte ridimensionimi i nocionit të kaptalit njerëzor për të përfshirë

komponentët e shëndetit dhe të ushqyerit gjithashtu, krahas edukimit formal, trajnimit

dhe eksperiencës. Përsa i përket të ushqyerit, kapitali njerëzor duhet analizuar edhe në

një këndvështrim historik. Nëse marrim si pikënisje revolucionin industrial në Britani,

që nga ajo kohë me kalimin e shekujve dhe dekadave, të mirë-ushqyerit u ka lejuar

njerëzve – kryesisht të ekonomive perëndimore, por jo vetëm – të bëhen më të

shëndetshëm dhe t’i përbarballojnë më lehtë semundjet dhe epidemitë. Me kalimin e

brezave, konsumi në sasi më të mëdha i kalorive çoi në ndryshime të organizmit të

njeriut. Duke u ushqyer më shumë dhe në mënyrë më cilësore, njerëzit u bënë fillimisht

më të rëndë dhe eventualisht më të gjatë. Rezultatet qenë një MBI17 më e lartë, individë

më të shëndetshëm, dhe ulje e vdekshmërisë (Goldin, 2014, p. 20). Në kuadër të kësaj

evidence, të ushqyerit në mënyrë të shëndetshme dhe cilësore, së bashku me aktivitete

të tjera të lidhura me përmirësimin dhe monitorimin e ekuilibrit të shëndetit si aktiviteti

fizik, rekreacioni, shmangia e veseve që dëmtojnë organizmin si duhani, alkooli, etj, u

evidentuan nga Schultz dhe Becker si investime të mirëfillta në kapital njerëzor,

veçanërisht nga ata njerëz të cilët kanë pritshmëri të larta të normës së kthimit nga

aktiviteti i tyre i ardhshëm në punë dhe profesion (njerëz të cilët janë kryesisht të rinjtë).

2.5: FUNKSIONI I TË ARDHURAVE I MINCER-IT

Përpara se Jacob Mincer ‘të merrte në dorë fatet’ e tezës së kapitalit njerëzor në

1958, teoritë mbizotëruese të shpërndarjes së të ardhurave në tregjet e punës

parashtronin se ishin kryesisht fati dhe rrethanat ato që përcaktonin se cilët punonjës

ishin financiarisht të suksesshëm. Pra, nuk kishte ndonjë teori që të ofronte mirëfilli një

përsiatje ekonomike në lidhje me procesin e shpërndarjes së të ardhurave. Duke huazuar

nocione të teorisë së Adam Smith mbi kompensimin e devijimeve në paga, dhe duke i

plotësuar ato me nocione të teorisë së Friedman mbi zgjedhjet midis opsioneve të

punësimit bazuar mbi pagën e ofruar (Mincer, 1974, p. 119), Mincer qe në gjendje t’i

ofronte shkencës ekonomike një teori krejtësisht të re. Risia qëndronte në faktin se ai

arriti të kuptonte se zgjedhjet që mund të bënte një individ për karrierën e tij

profesionale mund të siguronin flukse të ardhurash të cilat mund të parashikoheshin

17 Një matës i satusit të përgjithshëm fizik të njeriut, i cili llogaritet si raport i peshës së individit me

katrorin e gjatësisë trupore të tij

50

duke përdorur teorinë e kapitalit njerëzor. Mbi bazën e argumenteve teorike dhe

empirike, duke i trajtuar arsimimin dhe punësimin si mundësi investimi, në mënyrë

gjeniale ai ja doli të modelojë rezultatin e zgjedhjeve të investimit të bëra nga një

individ. Duke supozuar se individët përgjithësisht investojnë deri në pikën ku kostot e

investimeve barazojnë vlerën aktuale të përfitimeve nga arsimimi, ai qe në gjendje të

ndërtonte një specifikim ekonometrik të thjeshtë të cilin gradualisht e përmirësoi në atë

që ekonomistët njohin si funksioni log-linear i të ardhurave. Ky formulim qe në gjendje

të parashikonte, jo vetëm normën individuale të kthimit nga edukimi formal, por edhe

një normë të përafërt kthimi nga trajnimi pas-shkollor në vendin e punës. Nëpërmjet

funksionit të tij, Mincer tregoi se që nga fillimi i marrëdhënieve të punës pagat

përgjithësisht njohin në mënyrë të vazhdueshme rritje gjatë karrierës së punonjësit duke

pësuar një trend rënës në fundin e karrierës. Pas testimit të potencialit njehsues të

funksionit nëpërmjet të disa serive të ndryshme me të dhëna empirike, kryesisht nga

vitet ’50 (Mincer, 1958, pp. 293-297), rezultatet tregonin se për shumicën e

pjesëmarrësve në tregun e punës profili i të ardhurave kishte formën e një kurbe rritëse

për pjesën më të madhe të karrierës, me një rënie që vihej re pas të 50-ave.

Rreth 40 vjet më parë Mincer publikoi librin e tij të shumë-lakuar “Shkollimi,

Eksperienca dhe të Ardhurat”18 (1974), libër i cili ushtroi një influencë të thellë në një

pjesë të madhe të studimeve empirike të ekonomisë së punës. Në versionin më

gjerësisht të zbatuar të funksionit të të adhurave nga kapitali njerëzor, logaritmi natyror

i të ardhurave modelohet si shumë e funksionit linear të edukimit dhe funksionit

kuadratik të eksperiencës së punës, sipas formës:

(2.1) LnY = LnY0 + rS + β1X + β2X2 +

ku y janë të ardhurat (e përfituara në 1 orë) nga një punonjës me edukim të dhënë

(në numër vitesh) dhe eksperiencë të dhënë (në numër vitesh), y0 është niveli i të

ardhurave për një punonjës pa edukim dhe pa eksperiencë, S janë vitet e arsimit të

punonjësit, X janë vitet e eksperiencës së mundshme në tregun e punës, dhe është

termi i mbetjeve.19 Ekuacioni (2.1) është shndërruar në ‘epiqendrën’ e kërkimeve

empirike mbi vlerësimin e të ardhurave. Është aplikuar mbi mijëra seri të dhënash në

qindra shtete dhe shtrirje kohore, çka e bën një nga bazat modelare më të përdoruara në

ekonominë empirike.

2.6: SHNDËRRIMI MATEMATIK I MODELIT EKONOMIK TË MINCER-IT NË

NJË REGRESION TË MIRËFILLTË EKONOMETRIK

Është e nevojshme të theksohet se duhet ndjekur një rrugë e gjatë, e mbushur

me supozime thjeshtuese dhe manipulime matematike për të shndërruar çdo model

ekonomik në një version të përshtatshëm ekonometrik, mbi bazën e të cilit të mblidhen

dhe përpunohen të dhëna. Të njëjtën rrugë ndoqi dhe Mincer për t’i servirur komunitetit

18 Titulli në angl.: Schooling, Experience, and Earnings

19 Angl.: Error term ose residues – nje vlere teorike e pavrojtuar e barazimit matematik te modelit,

pergjegjese per diferencen midis vleres se vrojtuar te variablit shpjegues dhe vleres se tij teorike te

parashikuar nga modeli.

51

të kërkuesve ekonomikë në mbarë botën versionin e tij ekonometrik të shpjegimit të të

ardhurave si funksion i arsimit dhe eksperiencës në punë të punonjësit.

Supozimet fillestare të Mincer-it për një strukturë të vlefshme të modelit të tij

ekonomik ishin:

1. një individ me S vite shkollim (edukim formal) përfiton nga punëdhënësi të

ardhura periodike të cilat nuk varen nga mosha e tij. (Një 45-vjeçar i sapo-

diplomuar nga shkolla e mesme supozohet se do të përfitojë të njëjtat të

adhura periodike si një 18-vjeçar i sapo-diplomuar nga shkolla e mesme.)

2. vlerat aktuale të të ardhurave gjatë jetës produktive janë të njëjta te të gjithë

punonjësit, nëse supozohet se nuk janë kryer investime pas-shkollore

(trajnime, specializime, etj).

3. numri i viteve të shpenzuara në punë është i pavarur nga numri i viteve të

shkollimit (edukimit formal).

Përsa i përket sintaksës së modelit, Mincer specifikoi se E(S, t) janë të ardhurat

në kohën t të një individi me S vite edukim formal. Ai e filloi arsyetimin duke supozuar

se vlera aktuale të ardhurave të një individi i cili hyn në tregun e punës pas S vitesh

edukim formal është:

(2.1.1) V(S) = ∫ 𝐸(𝑆, 𝑡)𝑒−𝑟𝑡𝑑𝑡𝑅

𝑆

Sipas supozimit 1 se E(S, t) nuk varet nga t, ne mund ta nxjerrim E(S) jashtë

integralit, si më poshtë:

V(S) =∫ 𝐸(𝑆)𝑒−𝑟𝑡𝑑𝑡𝑅

𝑆 = 𝐸(𝑆) ∫ 𝑒−𝑟𝑡𝑑𝑡

𝑅

𝑆

Për të eliminuar integralin, veprojmë si më poshtë:

V(S) = 𝐸(𝑆)(−1

𝑟)(𝑒−𝑟𝑅 − 𝑒−𝑟𝑆)

= 𝐸(𝑆) [(𝑒−𝑟𝑅 − 𝑒−𝑟𝑆)/r]

Në bazë të supozimit 2, kemi që V(S) nuk varet nga S, rrjedhimisht V(S) = V

Gjithashtu, në bazë të supozimit 3, kemi që për një T të dhënë, R = S + T, që

nënkupton se gjithsecili punon të njëjtin numër vitesh. (T është numri i viteve të

aktivitetit të individit në tregun e punës.)

Duke marrë parasysh informacionin e mësipërm, kemi:

V(S) = V = 𝐸(𝑆) [(𝑒−𝑟𝑅 − 𝑒−𝑟𝑆𝑒−𝑟𝑇)/r]

rV = 𝐸(𝑆) [𝑒−𝑟𝑅 − 𝑒−𝑟𝑆𝑒−𝑟𝑇]

Duke qenë se ky numër duhet të jetë i njëjtë, pavarësisht viteve të edukimit

formal, kemi:

rV = 𝐸(𝑆) [𝑒−𝑟𝑅 − 𝑒−𝑟𝑆𝑒−𝑟𝑇] = 𝐸(0) [1 − 𝑒−𝑟𝑇]

Këtu, barazimi që na intereson është:

𝐸(𝑆) [𝑒−𝑟𝑅 − 𝑒−𝑟𝑆𝑒−𝑟𝑇] = 𝐸(0) [1 − 𝑒−𝑟𝑇]

𝐸(0) [1 − 𝑒−𝑟𝑇] = 𝐸(𝑆) [𝑒−𝑟𝑅 − 𝑒−𝑟𝑆𝑒−𝑟𝑇]

𝐸(0) [1 − 𝑒−𝑟𝑇] = 𝐸(𝑆)𝑒−𝑟𝑆[1 − 𝑒−𝑟𝑇]

Thjeshtojmë të dyja anët dhe kemi:

52

𝐸(0) = 𝐸(𝑆)𝑒−𝑟𝑆

Logaritmojmë të dyja anët e barazimit dhe kemi:

(2.1.2) ln 𝐸(𝑆) = ln 𝐸(0) + rS

Transformimet e kryera deri tani sugjerojnë për një marrëdhënie log-log midis

të ardhurave dhe edukimit formal. Objektivi i Mincer ishte që të vëzhgonte se si

investimi në kapital njerëzor do të ndikonte në shpërndarjen e të ardhurave, dhe

barazimi (2.1.2) ende nuk përfshin investimin pas-shkollor në kapital njerëzor.

Nëse do të bënim supozimin jo-realist të kryerjes së një numri tepër të lartë

vitesh arsimimi (30 vite apo më shumë) nga një individ, bazuar në funksionin (2.1.2)

do të vinim re një rritje në të ardhura me tiparet e rritjes së përshkallëzuar, siç ilustrohet

në diagramën më poshtë:

Figura 10: Ndikimi tek të ardhurat i një numri jo-realist vitesh arsimimi

Siç vihet re në diagramë, edhe pse vitet e arsimimit kanë një shpërndarje të

njëtrajtshme dhe uniformë, prirja rritëse e shpërndarjes së të ardhurave nuk është e

njëtrajtshme por merr një lakueshmëri të theksuar. Për të elaboruar më tej mbi të dhënat

e diagramës, nëse supozojmë një shpërndarje të njëtrajtshme prej 40 individësh në total

krahas viteve të arsimimit për secilin individ, llogarisim dhe bëjmë kategorizimin e të

ardhurave për secilin sipas kategorive të boshtit të ordinatave në diagramë, do të

përfitonim të dhënat sipas tabelimit të mëposhtëm:

Lekë

0

deri

20̀ 000

20̀ 001

deri

40̀ 000

40̀ 001

deri

60̀ 000

60̀ 001

deri

80̀ 000

80̀ 001

deri

100̀ 000

100̀ 001

deri

120̀ 000

120̀ 001

deri

140̀ 000

140̀ 001

deri

160̀ 000

160̀ 001

deri

180̀ 000

180̀ 001

deri

200̀ 000 Frek. e

shpërn.

53

7 (indiv.)

8 7 5 4 3 2 2 1 1

Tabela 2: Shpërndarja e një numri të caktuar individësh sipas kategorizimit të të ardhurave periodike

Shohim që kemi një përqendrim të individëve në kategoritë e poshtme të të

ardhurave. Nëse supozimet e deritanishme janë relativisht të sakta, mundemi të

kuptojmë edhe në aspektin vizual se dhe investimet e rregullta dhe uniforme në kapital

njerëzor prodhojnë lakueshmëri në prirjen e shpërndarjes së të ardhurave.

Deri tani, për shkak të faktit se kemi punuar me një ekuacion linear, veprimet e

kryera në bazë të supozimeve kanë qenë relativisht të menaxhueshme. Megjithatë ne

interesohemi për të vëzhguar një marrëdhënie midis arsimimit dhe eksperiencës nga

njëra anë, dhe të ardhurave nga ana tjetër. Pra, ende nuk kemi përfshirë në llogari

faktorin eksperiencë, apo investim pas-shkollor siç e kemi quajtur deri tani. Për ta bërë

këtë, Mincer shtoi dhe dy supozime të tjera:

4. kthimi nga investimi pas-shkollor është një konstante p

5. një individ në marrëdhënie pune i kushton një fraksion k të kohës së tij

investimit në kapital njerëzor, dhe pjesën e mbetur të kohës (1 − 𝑘) ja

kushton kryerjes së punës

Kjo do të thotë se rritja në të ardhura përcaktohet sipas barazimit:

𝜕𝐸(𝑆, 𝑡)

𝜕𝑡= 𝑝𝑘(𝑡)𝐸(𝑆. 𝑡)

Për të nxjerrë elementin 𝐸(𝑆, 𝑡) të lirë në krahun e djathtë të barazimit, veprojmë

siç vijon:

1

𝐸(𝑆, 𝑡)∗

𝜕𝐸(𝑆, 𝑡)

𝜕𝑡= 𝑝𝑘(𝑡)

𝜕 𝑙𝑛𝐸(𝑆, 𝑡)

𝜕𝑡= 𝑝𝑘(𝑡)

∫𝜕 𝑙𝑛𝐸(𝑆, 𝑡)

𝜕𝑡= ∫ 𝑝𝑘(𝑡)

𝑙𝑛𝐸(𝑆, 𝑡) = 𝑝 ∫ 𝑘(𝑡)

Te kjo pikë, duke specifikuar për rastin tonë, krahun e majtë të barazimit mund

ta rishkruajmë në këtë mënyrë:

(2.1.3) 𝑙𝑛𝐸(𝑆, 𝑡) = 𝐶 + 𝑝 ∫ 𝑘(𝑢)𝑑𝑢𝑡

0

Tani na duhet një vlerë për të njehsuar C-në, dhe në këtë rast është e volitshme

të përdorim ekuacionin (2.1.2) i cili nënkupton se jemi në pikën ku ende nuk e kemi

filluar investimin pas-shkollor në kapital njerëzor:

ln 𝐸(𝑆) = ln 𝐸(0) + 𝑟𝑆

Nëse sipas barazimit të mësipërm kemi 𝑘(𝑢) = 0, dhe përdorim këtë vlerë në

diferencialin (2.1.3), do të kemi:

𝑙𝑛𝐸(𝑆, 𝑡) = 𝐶

54

Duke qenë se C merr vlerën sipas barazimit të mësipërm, atëherë mund ta

barazojmë me krahun e djathtë të ekuacionit (2.1.2):

𝐶 = ln 𝐸(0) + 𝑟𝑆

Krahun e djathtë të barazimit të mësipërm mund ta përdorim për të zëvendësuar

C-në në diferencialin (2.1.3):

(2.1.4) 𝑙𝑛𝐸(𝑆, 𝑡) = ln 𝐸(0) + 𝑟𝑆 + 𝑝 ∫ 𝑘(𝑢)𝑑𝑢𝑡

0

Shtrohet pyetja: pse marrim si pikënisje “lnE(0)?” Kjo pasi presupozohet që

individi nuk siguron të ardhura deri në momentin kohor kur edukimi formal përfundon.

Së fundi, në lidhje me frekuencën e investimit në kapital njerëzor, Mincer bëri

përcaktimin e mëposhtëm:

(2.1.5) 𝑘(𝑡) = 𝑘∗ (1 −𝑡

𝑇) = 𝑘∗ −

𝑘∗

𝑇𝑡

Ky përcaktim është në të njëjtën linjë me supozimin se t merr vlera pozitive nga

momenti kohor kur individi përfundon edukimin formal.

Rifillojmë me integralin (2.1.4). Kishim:

𝑙𝑛𝐸(𝑆, 𝑡) = ln 𝐸(0) + 𝑟𝑆 + 𝑝 ∫ 𝑘(𝑢)𝑑𝑢𝑡

0

Për të shmangur integralin në barazimin e mësipërm, e transformojmë atë duke

u mbështetur në përcaktimin (2.1.5), dhe kemi:

𝑙𝑛𝐸(𝑆, 𝑡) = ln 𝐸(0) + 𝑟𝑆 + 𝑝𝑘∗ [𝑢 −𝑢2

2𝑇]

ln𝐸(𝑆, 𝑡) = ln 𝐸(0) + 𝑟𝑆 + 𝑝𝑘∗𝑡 − 𝑝𝑘∗𝑡2

2𝑇

Këtu fillojmë të vëmë re një marrëdhënie midis të ardhurave të mundshme dhe

edukimit formal.

Duhet të mbajmë parasysh se individi punon vetëm një pjesë të kohës, ndërkohë

që në pjesën tjetër investon në kapital njerëzor (trajnimi në vendin e punës).

𝑌(𝑆, 𝑡) = [1 − 𝑘(𝑡)]𝐸(𝑆. 𝑡)

ln𝑌(𝑆, 𝑡) = ln 𝐸(𝑆, 𝑡) + ln[1 − 𝑘(𝑡)]

Këtu teoria ekonomike përmbyllet. Tani thjesht duhet që modelin ta kthejmë në

linear, në mënyrë që të na sherbejë për ekonometrinë. Brenda modelit mbetet ende termi

i investimit “ln[1 − 𝑘(𝑡)],” dhe ai nuk ka një formë lineare. Bazohemi tek supozimet 4

dhe 5 për të kryer transformimet e nevojshme:

ln[1 − 𝑘(𝑡)] = ln (1 − 𝑘∗ + 𝑘∗𝑡

𝑇)

Këtu përdorim ekspansionin e Taylor-it për supozimin “t = T”:

ln (1 − 𝑘∗ + 𝑘∗𝑡

𝑇) = ln(1) +

𝑘∗/𝑇

1(𝑡 − 𝑇) −

1

2(

𝑘∗

𝑇)

2

(𝑡 − 𝑇)2

ln (1 − 𝑘∗ + 𝑘∗𝑡

𝑇) =

𝑘∗

𝑇𝑡 − 𝑘∗ −

1

2(

𝑘∗

𝑇)

2

𝑡2 −1

2(

𝑘∗

𝑇)

2

𝑇2 + (𝑘∗

𝑇)

2

𝑇𝑡

t

0

55

ln (1 − 𝑘∗ + 𝑘∗𝑡

𝑇) =

𝑘∗

𝑇𝑡 − 𝑘∗ −

1

2(

𝑘∗

𝑇)

2

𝑡2 −1

2(𝑘∗)2 +

(𝑘∗)2

𝑇𝑡

ln (1 − 𝑘∗ + 𝑘∗𝑡

𝑇) = − 𝑘∗ −

1

2(𝑘∗)2 + [

𝑘∗

𝑇+

(𝑘∗)2

𝑇] 𝑡 −

1

2(

𝑘∗

𝑇)

2

𝑡2

Si përfundim kemi:

ln 𝑌(𝑆, 𝑡) = ln 𝐸(𝑆, 𝑡) + ln[1 − 𝑘(𝑡)]

ln 𝑌(𝑆, 𝑡) = ln 𝐸(0) + 𝑟𝑆 + 𝑝𝑘∗𝑡 − 𝑝𝑘∗𝑡2

2𝑇− 𝑘∗ −

1

2(𝑘∗)2 + [

𝑘∗

𝑇+

(𝑘∗)2

𝑇] 𝑡

− −. −1

2(

𝑘∗

𝑇)

2

𝑡2

(2.1.6) ln 𝑌(𝑆, 𝑡) = {ln 𝐸(0) − 𝑘∗ −1

2(𝑘∗)2} + 𝑟𝑆 + {

𝑘∗

𝑇+

(𝑘∗)2

𝑇+ 𝑝𝑘∗} 𝑡 + + + +

+ +. + {−1

2(

𝑘∗

𝑇)

2

−𝑝𝑘∗

2𝑇} 𝑡2

Ky është modelimi përfundimtar i funksionit. Kllapa e parë, e dytë, dhe e tretë

gjarpërushe janë përkatësisht [1] konstantja (apo intercepti) LnY0, [2] koeficienti β1,

dhe [3] koeficienti β2 i funksionit (2.1), të cilin për efekt krahasimi po e rishkruajmë

më poshtë:

LnY = LnY0 + rS + β1X + β2X2 +

Variablat t dhe t2 në specifikimin (2.1.6) janë përkatësisht X dhe X2 në

funksionin e të ardhurave. Në këtë version funksioni është i përshtatshëm për të

shpjeguar varësinë e të ardhurave të punonjësit nga edukimi formal dhe eksperienca në

punë e tij. Pavarësisht mos-konsiderimit të një sërë arsyetimesh dhe bërjes së një numri

të konsiderueshëm hamendësimesh thjeshtuese, modeli sipas specifikimit përfundimtar

të mësipërm është në gjendje të shpjegojë një përqindje të konsiderueshme të

ndryshueshmërisë në ta adhura.

2.7: ARSYET E THJESHTËSISË DHE PRAKTICITETIT TË FUNKSIONIT TË TË

ARDHURAVE I MINCER-IT

Mincer e formuloi dhe e përdori funksionin e tij të të ardhurave duke u bazuar

në supozimin elementar se çdo vit edukim formal i mundëson individit të njëjtën sasi

të ardhurash. Pavarësisht se nga njëra anë ky supozim ngre dyshime të forta tek një

pjesë e mirë e studjuesve dhe kritikëve të metodologjisë ekonomike, nga ana tjetër e

pajis këtë instrument ekonometrik me tiparin e thjeshtësisë, tipar i cili ndeshet tepër

rrallë në lëmin e matjeve dhe përcaktimeve sasiore ekonomike. Modelet e bazuara në

funksionin Mincerian përdorin një marrëdhënie të thjeshtë midis logaritmeve të të

ardhurave dhe kohëzgjatjes së edukimit formal për të parashikuar një normë kthimi të

premiumit të të ardhurave periodike që rezultojnë nga rritja e viteve të edukimit të

punonjësit. Siç do të vihet re nga matjet me të dhënat e siguruara nga kampioni,

specifikimet e modelit ushtrojnë një influencë të konsiderueshme mbi parashikimet e

të ardhurave shtesë të mundësuara nga rritja e përshkallëzuar e viteve të edukimit të

punonjësit.

56

2.7.1: Pse punohet me logaritme të variablit të interesit dhe variablit

shpjegues të interceptit në model?

Para së gjithash, vlen të theksohet se ekzistojnë një numër përparësish të lidhura

më së shumti me praktikticitetin matematik/ekonometrik të cilat i shtyjnë studiuesit të

përdorin logaritmet në modelet ekonometrike. Ndoshta më të spikaturat ndër këto

përparësi janë: [1] minimizimi i heteroskedasticitetit në model (nëse ky i fundit është i

pranishëm) dhe [2] të siguruarit e një normaliteti të pranueshëm të mbetjeve në model.

Për të patur një kuptim sa më të mirë të impaktit saktësues që logaritmimi mundëson

në model, në Kreun III të këtij punimi merret në konsideratë një supozim i versionit të

pa-logaritmuar të modelit ekonometrik të përdorur.

Siç vumë re në seksionin 2.4. të këtij kreu, Mincer punon me një gamë të gjerë

shndërrimesh matematike që i mundësojnë atij një thjeshtësim të përshkallëzuar të

modelit të tij fillestar ekonomik (2.1.1), në mënyrë që ky i fundit të marrë përfundimisht

trajtën e një regresioni të mirëfilltë ekonometrik, lehtësisht të zbatueshëm nga

ekonomistët dhe kërkuesit e ndryshëm. Në stadin (2.1.2) të shndërrimeve të tij

matematike (fq. 28), Mincer kryen një logaritmim të të dyja krahëve të barazimit,

transfomim i cili i mundëson atij të shndërrojë rS (vitet e edukimit formal të subjektit)

nga eksponent në variabël më vete, segment integral i krahut të djathtë të barazimit, i

cili mbetet i pandryshuar deri në stadin përfundimtar të shndërrimeve të regresionit.

Shtrohet pyetja: ka racionalitet teorik në themel të këtij logaritmimi të të dyja

krahëve të barazimit, apo është ky thjesht një manipulim matematik për ta bërë më

koherent dhe më të zbatueshëm modelin? Përgjigjja është po: ka arsye më të thella, të

lidhura ngushtë me teorinë ekonomike, të cilat e shtynë Mincerin të konsiderojë

logaritmimin e të dyja krahëve të barazimit në stadin (2.1.2) të shndërrimeve.

Së pari, sipas Mincer-it (1958, pp. 288-289) pritshmëritë janë që edukimi formal

(rS) të ketë një ndikim relativisht shumëfishues tek të ardhurat, në një model – të

konsideruar – të thjeshtë, sipas të cilit, në parim, individë identikë maksimizojnë vlerën

aktuale të të ardhurave të tyre të ardhshme, të cilat kanë tendencën të vijnë në ekuilibër

për të gjitha nivelet e shkollimit. Pra, së paku teorikisht ka qenë e preferueshme dhe e

volitshme për Mincerin që vitet e edukimit formal (rS) të jenë të integruara në model jo

në trajtën e një eksponenti, por si një variabël shpjegues më vete në krahun e djathtë të

tij, në mënyrë që ndikimi i tyre shumëfishues tek të ardhurat të mos dilte jashtë

kontekstit të asaj çka vihej re në botën reale. Arsyeja për sa më sipër qëndron në faktin

se investimet në kapital njerëzor, ashtu si të gjitha llojet e tjera të investimeve, vlen të

ndërmerren vetëm në rastet kur norma e kthimit nga investimi tejkalon normën e

skontimit.20

Së dyti, specifikimi logaritmik i të ardhurave gjen mbështetje në analizat e

kryera me bazat ekzistuese të të dhënave. Për shembull, një model Box-Cox i ndërtuar

nga Heckman & Polachek (1974, pp. 351-353) dështon ta përjashtojë statistikisht

specifikimin logaritmik të Mincer-it. Po ashtu, nëpërmjet një modeli fleksibël të llojit

“rank regression”, Fortin & Lemieux (1998) arrijnë në përfundime të ngjashme sa i

përket rolit që logaritmi luan në saktësinë e përllogaritjes së variablit të interesit.

Interpretimi që studiuesit i bëjnë rezultateve të modelit është se ln i të ardhurave i

përafrohet më së shumti një funksioni log-linear të indeksit të kapitalit njerëzor për

20 Angl.: discount rate – një llogari financiare, në princip identike me normën e kthimit, por e përdorur për

të njehsuar vlerën aktuale të një fluksi parash që pritet të sigurohet në një datë të caktuar në të ardhmen.

57

vlera relativisht të ulëta të të ardhurave (specifikë e cila përkon me rastin konkret të

studimit, duke marrë në konsideratë vlerat dukshëm të ulëta të të ardhurave perdiodike

në vrojtimet e kampionit tonë).

Dhe së treti, përpara se të sintetizonte variantin përfundimtar të regresionit,

Mincer eksperimentoi me disa forma funksionale të funksionit të tij të të ardhurave

(Grossbard, 2006, p. 131), përfshirë dhe specifikimin tërësisht linear të tij në të cilin

variabli i interesit (W) ishte i shprehur në formën e të ardhurave në dollarë. Nga testimet

e këtyre varianteve u vu re se koeficienti i përcaktimit (R2) rezultoi 14% më i lartë për

variantin me të ardhura të logaritmuara krahasuar me variantin linear të funksonit,

rezultat i cili konfirmoi në mënyrë finalizuese superioritetin e funksionit të strukturuar

me logaritëm të variblit të interesit (Mincer, 1974, pp. 88-89).

2.7.2: Çfarë e bën kaq popullor funksionin e Mincer-it?

Kjo pyetje gjen pjesërisht përgjigje në faktin se ekuacioni (2.1), sipas teorisë së

kapitalit njerëzor, bazohet në modelin formal të investimit. Në bazë të formulimit të

propozuar nga Mincer (1974, p. 47), pjesa e arsimimit në funksion (2.1.2) është një

konditë ekuilibri sipas së cilës individë të ngjashëm – ose thënë në mënyrë formale:

individë teorikisht të njëjtë – investojnë në mënyrë optimale në kapital njerëzor për të

maksimizuar vlerën aktualë të të ardhurave të tyre të ardhshme. Parametri “r” në këtë

segment të modelit është norma e kthimit ‘për vitin e fundit të arsimimit që i shtohet

periudhës totale të arsimimit të individit’ dhe në teori është i barabartë me normën e

skontimit. Ky interpretim i ‘kapitalit njerëzor’ në model plotësohet duke shtuar dhe

segmentin e eksperiencës (+ β1X + β2X2) e cila përfaqëson investimin pas-shkollor në

kapacitetin produktiv të individit në punë. Pjesa tjetër e përgjigjes ka të bëjë me faktin

se funksioni i Mincer-it ofron një specifikim të pakomplikuar nga njëra anë, por nga

ana tjetër të pajisur me atributin që në pjesën më të madhe të konteksteve ka aftësinë t’i

përshtatet të dhenave në mënyrë të përkryer. Në këtë aspekt, faktori kyç ishte përfshirja

e parametrit “eksperiencë e mundshme” si një variabël shpjegues standard në

funksionin e të ardhurave; variabël i cili numerikisht është i barazvlefshëm me [moshë]

minus [vite arsim] minus gjashtë. Vlen të theksohet se edhe përpara punës së zhvilluar

nga Mincer, ishte i njohur fakti që të ardhurat grafikisht paraqiteshin si një kurbë e

lakuar rritëse në funksion të rritjes së moshës. Në punën e tij të hershme, Mincer (1958,

pp. 287-288) identifikoi se kurba e profilit ‘moshë-të ardhura’ kishte një pjerrësi më të

fortë për punonjësit me nivel më të lartë trajnimi krahasuar me shumicën e punonjësve

me nivel relativisht tipik trajnimi. I njëjti fenomen u vu re prej tij edhe përsa i përket

nivelit të edukimit formal; vërehen pjerrësi më të forta të kurbës së profilit ‘moshë-të

ardhura’ për punonjësit me numër më të lartë vitesh arsimimi krahasuar me punonjësit

me numër mesatar vitesh arsimimi (Heckman, Lochner, & Todd, 2003, p. 39). Shprehur

ndryshe, nuk kemi të bëjmë me një normë të vetme dhe unike kthimi në lidhje me

arsimimin, por me norma kthimi relativisht të ndryshme që u përkasin grupmoshave të

ndryshme; këto norma janë në varësi të dy faktorëve, [1] nivelit të arsimimit dhe [2]

nivelit të eksperiencës së punonjësit.

2.8: SHQYRTIMI I LITERATURËS KËRKIMORE-SHKENCORE TEK E CILA

KA GJETUR ZBATIM FUNKSIONI I TË ARDHURAVE I MINCER-IT

Që prej formulimit të tij final në vitet ’60 nga Mincer, versione të ndryshme, të

ngjashme por dhe të rispecifikuara, të funksionit të të ardhurave nga kapitali njerëzor

58

janë eksploruar sistematikisht dhe për një kohë të gjatë nga studiues të degëzimeve të

ndryshme të ekonomisë së edukimit dhe punës, për qëllime që variojnë nga testimi i

integritetit teorik të funksionit deri tek njehsime të ndryshme në lidhje me

ndryshueshmërinë në të ardhura ndërmjet, moshave, gjinive, racave, niveleve të

arsimimit, apo studimet krahasimore për vende, rajone apo periudha kohore të caktuara.

Njëra prej trajtave të përbashkëta të vëna re nga përfundimet e të tilla studimeve është

konsistenca e rezultateve të derivuara nga funksioni me të dhënat faktike të raportuara.

Funksioni ka vetinë të përcaktojë me saktësi relativisht të kënaqshme masën e

diferencimit në të ardhurat e punonjësve në varësi të [1] viteve të edukimit dhe [2]

viteve të eksperiencës së mundshme të punonjësit në tregun e punës, gjë të cilën analiza

të tjera më tradicionale – siç është p.sh. norma e brendshme e kthimit – nuk kanë

mundësinë ta evidentojnë. Kjo e veçantë, e gërshetuar gjithashtu me thjeshtësinë e

aplikimit të tij nëpërmjet paketave të sotme statisitikore, e bën atë një instrument

relativisht të preferueshëm për analiza në kërkimet shkencore të ekonomisë së punës që

lidhen kryesisht me diferencimet në pagat dhe kompensimet e punonjësve.

Vlen të theksohet se që nga vitet `60-`70, kur funksioni i të ardhurave i Mincer-

it u afirmua si një nga instrumentet themelore të shqyrtimit empirik të teorisë së kapitalit

njerëzor, bota ka njohur një përhapje fenomenale të fuqisë së përpunimit kompiuterik

nga njëra anë, dhe të numrit të mikroserive të të dhënave të disponueshme për kërkim

në rrafshin empirik të ekonomisë së punës nga ana tjetër. Tashmë nëpërmjet software-

ve kompiuterikë mund të zbatohen në mënyrë automatike procedura të sofistikuara

statistikore për të bërë të mudur analiza të kujdesshme specifikimi, të cilat 25-30 vite

më parë kërkonin njohuri të thella si dhe tepër energji, kohë dhe kujdes për t’u kryer siç

duhet manualisht.

Funksoni i të ardhurave i Mincer-it është përdorur në botimet shkencore të një

numri i madh kërkuesish dhe ekspertësh të shkencave ekonomike. Ndër botimet aktuale

vlen të përmendim “Pesëdhjetë Vjet Regresione të Ardhurash të Mincer”21 nga

Heckman, Lochner dhe Todd. Në punën e tyre ata marrin në analizë bazën empirike të

funksionit si dhe implikimet kyçe të identitetit të modelimit që ai ofron për studiuesin,

duke përdorur të dhënat e viteve 1940-1990 nga U.S. Census Bureau. Autorët theksojnë

se, megjithëse në kompleks të dhënat ofrojnë mbështetje për modelin, të dhënat e dy

dekadave të fundit (1980-1990) pasqyrojnë mospajtim të shifrave të eksperiencës me

profilin logaritmik të të ardhurave për grupmosha të ndryshme shkollimi. Përsa u përket

variancave me formë U të gabimeve, ato e mbështesin funksionin për të gjitha vitet e të

dhënave të analizuara. Verifikimi mbi këtë parashikim të fundit, kyç sipas autorëve,

konfirmon rëndësine e investimit në kapital njerëzor për të mundësuar rritje të

ardhurash gjatë ciklit të jetës produktive të punonjësit. (Heckman, Lochner, & Todd,

2003, p. 39)

Nëpërmjet përdorimit të funksionit të të ardhurave si instrument matës në

studimin e tij “Të Ardhurat Gjatë Ciklit të Jetës Produktive: Funksioni i të Ardhurave i

Mincer dhe Zbatimet e Tij,”22 Solomon Polachek del në një sërë përfundimesh lidhur

me shpërndarjen e të ardhurave në shtresat e ndryshme të popullatës në SHBA. Ai është

në gjendje të sigurojë specifikime sasiore lidhur me diferencën në të ardhura: [1] midis

meshkujve dhe femrave, [2] midis pjesëtarëve të komunitetit të bardhë dhe atij me

ngjyrë, duke nën-kategorizuar gjithashtu për gjininë dhe grupmoshën, [3] midis

21 Titulli në angl.: Fifty Years of Mincer Earnings Regressions

22 Titulli në angl.: Earnings over the Lifecycle: Mincer’s Earnings Function and its Applications

59

pjesëmarrësve në tregun e punës të martuar dhe atyre të pa-martuar, [4] midis

pjesëmarrësve në tregun e punës me kategorizime në bazë të viteve të edukimit,

grupmoshës (Polachek, 2007, pp. 75, 80, 87), etj.

Një prej studiuesve më në zë që ja ka kushtuar gjithë karrieren e tij kërkimore-

shkencore disiplinës së matjeve të kthimit nga investimi në arsim është ekonomisti grek

George Psacharopoulos. Studimet e tij, të bëra kryesisht për llogari të Bankës Botërore,

kanë luajtur dhe vazhdojnë të luajnë një rol vendimtar në ndërtimin dhe konsolidimin e

politikave të edukimit në rang global, kryesisht në vendet në zhvillim. Ndër

përfundimet më të vlefshme që janë nxjerrë prej analizave të tij ekonometrike janë: [1]

sugjerimi se edukimi fillor duhet të mbetet fokusi kryesor i sistemeve shkollore

kombëtare për shkak se norma e tij e kthimit rezulton më e larta midis gjithë niveleve

të edukimit formal, dhe [2] propozimi se politikëbërësit duhet të mundësojnë që

femrave t’u garantohet akses i barabartë arsimimi për shkak se norma e kthimit nga

edukimi i femrave është e krahasueshme me atë të edukimit të meshkujve (Kang, 2008).

Një nga metodat më të preferuara të Psacharopulos për llogaritjen e normës së

kthimit nga edukimi formal ka qenë pikërisht funksioni i të ardhurave i Mincer-it. Sipas

Psacharopulos, teknika e llogaritjes së normës së kthimit nga edukimi sipas modelit

Mincerian është më e preferueshme krahasuar me përllogaritjen e normës së kthimit

sipas principit financiar standard të vlerës aktuale neto “kryesisht për shkak se [kjo e

fundit] nuk ofron një interpretim lehtësisht të kuptueshëm” (Psacharopulos, 1981, pp.

321-322).

Në analizat e tij, të bazuara mbi të dhëna të profileve ‘moshë-të ardhura’ të

punonjësve nga vende të të pesë kontinenteve, Psacharopulos paraqet rezultate

gjithëpërfshirëse për normat e kthimit nga edukimi formal mbi bazë të tri niveleve

kryesore të shkollimit, duke i kategorizuar gjithashtu normat e kthimit në private (në

leverdi të individit) dhe sociale (në leverdi të shoqërisë së shtetit përkatës në tërësi). Për

të dhënë një shembull konkret, në lidhje me faktin se cilit nivel arsimimi i duhet dhënë

prioritet në politikat zhvilluese të edukimit për vendet LDC,23 Psacharopulos është në

gjendje të raportojë nëpërmjet të shifrave të mëposhtme:

normat sociale të kthimit për investimin e vendeve LDC në edukim formal,

duke kategorizuar për secilin nivel arsimimi janë,

o për arsimin fillor – 27%,

o për arsimin e mesëm – 16%,

o për arsimin e lartë – 13% (Psacharopulos, 1981, p. 333).

Nga shifrat kuptohet qartë pse arsimi fillor duhet të ketë prioritetin në politikat

e edukimit të vendeve të marra në shqyrtim. Ai gjithashtu është në gjendje të

identifikojë se ku shkon përqindja më e lartë e kthimit nga investimi duke deklaruar se

“përfitimi për individin është më i lartë se përfitimi për shoqërinë [...] për arsye se

përqindja më e lartë e shpenzimeve në edukim formal vjen kryesisht nga burime

publike, dhe gjithashtu për faktin se përllogaritjet tipike të normës sociale të kthimit

nuk janë në gjendje t’i vendosin një masë të saktë financiare përfitimeve sociale”

(Psacharopulos & Patrinos, 2002, p. 4) duke i nënvlerësuar përgjithësisht ato.

23 Vendet më pak të zhvilluara (nga angl.: Least Developed Countries)

60

KREU III: METODOLOGJIA E NDJEKUR DHE

INSTRUMENTI I PËRDORUR

Siç do të zbërthehet në mënyrë të detajuar në vijim të këtij kreu, kampioni i

kësaj pune kërkimore përbëhet nga 855 vrojtime të realizuara nëpërmjet pyetësorëve.

Pyetësorët u formatuan në dy versione, atë elektronik dhe atë të printuar. Informacioni

i mbledhë nga pyetësoret u hodh fillimisht në MS Excel, dhe më pas u përpunua

nëpërmjet paketave statistikore JMP, SPSS dhe Gretl. Pjesa dërrmuese e punës për

përpunimin e informacionit dhe nxjerrjen e përfundimeve është bërë nëpërmjet JMP.

Vlen të përmendet se për një pikënisje sa më preçize në aspektin numerik të ngritjes së

secilës prej hipotezave kryesore të studimit, u shfrytëzua një test pilot i kryer nga autori

rreth 6 muaj përpara finalizimit të procesit të grumbullimit të pyetësorëve (i cili

përfundoi në nëntor, 2015).

3.1: METODOLOGJIA

Duhet sqaruar që në fillim se ky studim bazohet mbi një analizë të tipit “cross-

sectional.” Zakonisht, kur kryhen studime të këtij lloji – të cilat lidhen me të ardhurat,

shpenzimet, investimet, etj. – ato janë të lidhura ngushtë me nocionin kohë, rrjedhimisht

analizat që u përshtaten më mirë këtyre studimeve janë analizat dinamike, apo të

bazuara në seritë kohore. Megjithatë, analizat e bazuara në seritë kohore kërkojnë një

sërë kushtesh për t’u realizuar. Nëse në analizat “cross-sectional” kemi të bëjmë me një

popullatë njësish individuale nga e cila përzgjidhet dhe analizohet një kampion i

rastësishëm i cili supozohet të jetë përfaqësues për tërë popullatën, në analizat dinamike

nuk kemi të bëjmë me popullatë, por me një proces i cili vazhdon gjatë një periudhe

kohore. Pra, në rastin e analizave dinamike kemi përzgjedhje kampionesh të këtij

procesi në seri kohore të ndryshme dhe vrojtim të tyre. Në teori, kemi të bëjmë me

vrojtimet e të njëjtave njësi individuale, por për momente të ndryshme në kohë. Dhe

nëse mundemi që këtë proces ta imagjinojmë si popullatën e marrë në analizë, kjo

popullatë do të përbëhej nga vrojtimet e të gjitha njësive individuale në të gjitha

momentet e mundshme të kohës.

Natyrisht, për të bërë të tilla analiza nevojiten të dhëna të bollshme të

grumbulluara sistematikisht nga periudha të shumta kohore. Të tilla të dhëna zakonisht

sigurohen nëpërmjet census-eve që organizojnë institucionet e mbajtjes së statistikave

në shtete të ndryshme. Këto censuse duhet të kryhen në mënyrë të kujdesshme dhe

rigoroze si në cilësi ashtu dhe në shpeshtësi kohore. Të tilla regjistrime të dhënash për

të ardhurat e punonjësve, fatkeqësisht në Shqipëri nuk ekzistojnë. Ndaj mënyra

alternative për ta kryer këtë lloj studimi mbetet analiza “cross-sectional.” Kjo analizë

ofron të njëjtën korrektësi hulumtimi shkencor, por me dizfavorin që kampioni i të

dhënave sigurohet nga një segment kohor i dhënë. Eventualisht dhe përfundimet e

nxjerra nga studimi duhen interpretuar brenda kufinjve kohorë gjatë të cilëve janë

siguruar të dhënat.

3.1.1: Mënyrat e shpërndarjes së pyetësorëve

61

Siç është përmendur dhe më lart, shpërndarja e pyetësorëve tek subjektet e marra

në studim është kryer në dy mënyra: dorazi për pyetësorët e printuar, dhe nëpërmjet

emailit dhe rrjeteve sociale për pyetësoret e formës elektronike.

Shpërndarja e pyetësorëve të printuar u krye në tri kategori të intervistuarish:

1. nëpërmjet shpërndarjes tek studentët – 439 pyetësorë

2. nëpërmjet njohjeve dhe kontakteve tek të afërmit, kolegët dhe të njohurit –

79 pyetësorë

3. drejtpërsëdrejti në institucione dhe aktivitete biznesi të sektorit publik dhe

privat – 132 pyetësorë

Shpërndarja e pyetësorëve të formës elektronike është kryer nëpërmjet emailit

dhe përdorimit të rrjeteve sociale në dy kategori të intervistuarish:

1. rrethi i kolegëve dhe të njohurve – 85 pyetësorë

2. në institucione dhe aktivitete biznesi të sektorit publik dhe privat – 120

pyetësorë

3.1.2: Përzgjedhja e kampionit

Vlen të analizojmë sipas radhës tri kategoritë e të intervistuarve ku u shperndanë

pyetësorët:

1. Shpërndarja e pyetësorëve tek studentët. Duke marrë parasysh profesionin

e autorit në fushën e mësimdhenies në arsimin e lartë, kontakti me një numër

të konsiderueshëm studentësh është lehtësisht i mundshëm. Ky kontakt

mundësohet jo vetëm nëpermjet lidhjeve të përditshme të autorit me

studentët në auditor, por gjithashtu edhe nëpërmjet lidhjeve të kolegëve të

tij me studentët e tyre. Sipas një planifikimi paraprak të mirë-detajuar,

studentët fillimisht u instruktuan në auditor nga pedagogu për mënyrën e

shpërndarjes dhe plotësimit të pyetësorëve. Çdo student i përzgjedhur nga

pedagogu u pajis me jo më tepër se 6 pyetësorë, dhe luajti rolin e

intervistuesit për pjësëtarët e rrethit të tij familiar që kualifikohen si subjekt

i studimit (minimalisht me shkollë të mesme, dhe të punësuar tek një

punëdhënës). Kjo metodë e privilegjuar shpërndarjeje, të cilën e gëzojnë

përgjithësisht mësimdhënësit, bëri të mundur një shpërndarje të njëtrajtshme

dhe tërësisht rastësore të pyetësorëve në shtresa të ndryshme të popullatës

dhe sipas një shpërndarjeje gjeografike sërish rastësore, si dhe garantoi një

normë relativisht të kënaqshme kthimi dhe plotësimi korrekt të pyetësorit.

Në këtë mënyrë janë shpërndarë rreth 900 pyetësorë, nga të cilët janë

dorëzuar në duart e autorit (nga studentët dhe kolegët e tij) rreth 640, ose

71.1% e pyetësorëve të shpërndarë. Nga këta 640 pyetësorë të dorëzuar, janë

përzgjedhur 439 syresh, ose 68.6%, të plotësuar në mënyrë të plotë dhe

korrekte dhe me të dhëna të konsideruara autentike. Nga fillimi i procesit të

shpërndarjes së pyetësorëve deri në fund, studentëve u janë shpërndarë në

auditorë rreth 900 pyetësorë, nga të cilët 439 të tillë ose 48.8% janë

konsideruar të vlefshëm për studimin. Shpërndarja u krye tek studentët e

institucioneve të arsimit të lartë në disa rrethe të vendit:

a) Tiranë:

I. Universiteti i Tiranës ......................... 66 pyetësorë të shfrytzuar

II. Universiteti i Sporteve të Tiranës...... 55

III. Universiteti Europian i Tiranës.......... 38

62

IV. Universiteti Mesdhetar i Shqipërisë... 42

V. Universiteti Bujqësor i Tiranës.......... 14

b) Durrës:

I. Universiteti Aleksandër Moisiu......... 139

c) Elbasan:

I. Universiteti Aleksandër Xhuvani...... 39

d) Shkodër:

I. Universiteti Luigj Gurakuqi............... 25

e) Gjirokastër:

I. Universiteti Eqerem Çabej................. 21

2. Shpërndarja e pyetësorëve tek të afërmit, kolegët dhe të njohurit. Për shkak

të njohjeve të drjetpërdrejta dhe lehtësisë në komunikimin e udhëzimeve të

plotësimit, shpërndarja në këtë kategori individësh rezultoi më cilësorja.

Pyetësorët u shpërndanë në dy mënyra, dorazi dhe elektronikisht. Nëpërmjet

të të dyja mënyrave, u shpërndanë 200 pyetësorë, dhe u krye plotësimi

korrekt i një mumri prej 164 pyetësoresh. Norma e kthimit për 200

pyetësorët e shpërndarë rezultoi 82%, më e larta ndër të tri kategoritë ku u

realizua shpërndarja. Pyetësorët u shpërndanë në Tiranë, Durrës dhe Shijak.

3. Shpërndarja e pyetësorëve në institucione dhe aktivitete biznesi të sektorit

publik e privat. Edhe në këtë kategori të intervistuarish shpërndarja rezultoi

relativisht e suksesshme përsa i përket korrektësisë së plotësimit, dhe me një

normë të kënaqshme kthimi. Si në rastin e mësipërm, edhe këtu u përndorën

dy mënyra shpërndarjeje, dorazi dhe elektronikisht. Nëpërmjet të të dyja

mënyrave, u shpërndanë 330 pyetësorë, nga të cilët 252 syresh, ose 76.4%

u konsideruan të vlefshëm për studimin. Shpërndarja u krye:

a) në industrinë prodhuese të sektorit privat (Tiranë dhe Durrës):

I. disa biznese fasone të prodhimit të veshjeve (ku pjesa dërrmuese

e të intervistuarve ishin të seksit femër, dhe me arsim të mesëm)

b) në industrinë e shërbimeve të sektorit privat (Tiranë dhe Durrës):

I. një call-center dhe disa biznese të ekspertizës ekonomike dhe

ligjore

c) në sektorin publik (Tiranë, Durrës dhe Fushë-Krujë):

I. një qendër spitalore dhe disa agjenci shtetërore në varësi të

pushtetit ekzekutiv

Vlen të përmendet se shpërndarja e pyetësorëve në formë elektronike siguroi një

normë tepër të lartë kthimi, shumë pranë shifrës 100%. Versioni elektronik i pyetësorit

u punua dhe shpërnda në formatin Google Forms, format i cili mundëson dorëzimin e

pyetësorit të plotësuar drejtpërsëdrejti në serverat e Google, tek të cilët autori ka akses

për tërheqjen e të dhënave. Versioni elektronik ofron avantazhin e eliminimit të

mundësive të plotësimit gabim, duke garantuar në këtë mënyrë përfundim të procesit të

plotësimit dhe rrjedhimisht normë të lartë kthimi. Ky avantazh i plotësimit

elektronikisht të pyetësorit neutralizohet nga kufizimet e shpërndarjes së njëtratshme të

tij në shtresa të ndryshme të popullatës. Shprehur në mënyrë më konkrete, ishte pothuaj

e pamundur shpërndarja e versionit elektronik të pyetësorit tek punonjësit me arsim të

mesëm për shkak të vetë kushteve të kufizuara teknologjike dhe nivelit të kualifikimit

të kësaj kategorie të fuqisë punëtore.

Versioni i printuar i pyetësorit, për shkak të vetë natyrës neglizhente të

procedurës, nuk garanton nivel të lartë rigoroziteti në plotësim, ndaj eventualisht norma

63

e përgjithshme e pyetësorëve (të printuar) të konsideruar në studim, krahasuar me

numrin e shpërndarë të tyre, rezultoi rreth 55%. Megjithatë ky është versioni që

mundëson një njëtrajtshmëri më të lakmuar shpërndarjeje në shtresa të ndryshme të

popullatës së synuar për studimin. Është i vetmi version i pyetësorit që mundëson

sigurimin e të dhenave nga ajo kategori të fuqisë punëtore që [1] ka arsimin e mesëm

si nivelin e saj tipik të shkollimit, dhe [2] është pak ose aspak e ekspozuar ndaj

teknologjisë së informacionit dhe mjeteve të internetit.

Në përfundim të punës seleksionuese, në kampion u përfshinë 855 pyetësorë

gjithsej, nga të cilët 650 syresh (ose rreth 3/4) ishin pyetësorë të printuar, dhe pjesa e

mbetur (205) ishin të formës elektronike. Një shembull i një kopjeje tipike të plotësuar

të pyetësorit gjendet në Aneksin I. Bazuar në këta pyetësorë u evidentua dhe një aspekt

tepër thelbësor i studimit: vetë identiteti i kampionit. U vu re se shumica dërrmuese e

të intevistuarve (97%), pavarësisht vendlindjes, jetonin dhe punonin në qytete dhe

qyteza. Kjo është arsyeja pse autori vendosi të mos i përfshijë në kampion rastet e

punonjësve me punësim në lokalitetet rurale të vendit, dhe të përcaktojë që në titull

popullatën e përzgjedhur për studimin, që i përket zonave urbane dhe gjysmë-urbane të

vendit.

3.1.3: Përpilimi i pyetësorit

Pyetësori i përdorur për studimin mori strukturimin përfundimtar pas një pune

relativisht substanciale kërkimi në lidhje me sinkronin që ai duhet të kishte me modelin

ekonometrik. Fillimisht u studiua funksioni teorik i Mincer-it dhe variablat themelorë

të tij, eventualisht u përcaktua një variant modeli i cili, në gjykimin e autorit, i përshtatej

më mirë rregullave dhe tipareve të tregut shqiptar të punës dhe fuqisë punëtore në

Shqipëri. E veçanta e variantit të përzgjedhur të modelit është se, në serinë e variablave

shpjegues, ai përfshin orët e punës në javë dhe tenurën24, variabla të cilat nuk gjenden

në funksionin tradicional të të ardhurave i Mincer-it.

Arsyeja themelore pse versioni i përzgjedhur i modelit përfshin orët e punës në

javë ka të bëjë me atë karakteristikë të tregut shqiptar të punës sipas së cilës orët e punës

(në ditë, javë dhe muaj) dhe përcaktimi i ditëve të punës në javë nuk është aspak

uniform midis punëdhënësve. Kjo vihet re sidomos në sektorin privat, ku shumica

dërrmuese e bizneseve janë mikrondërmarrje (0-9 punonjës) dhe ndërmarrje të vogla

(10-49 punonjës). Në kontrast me vendet e zhvilluara të Evropës Perëndimore si dhe

SHBA-të e Kanadanë, ku një pjesë e konsiderueshme e fuqisë punëtore shërben në

bizneset e mëdha të korporatave, në Shqipëri (ashtu si në shumicën e vendeve në

zhvillim) pjesa më e madhe e fuqisë punëtore shërben në mikrondërmarrje dhe

ndërmarrje të vogla. Në qoftë se në mjedisin korporativ të biznesit orët dhe ditët e punës

janë tipikisht uniforme dhe të standardizuara, në një mjedis biznesi si i Shqipërisë ku

mbizotërojnë ndërmarrjet e vogla, përcaktimi i orëve dhe ditëve të punës në javë është

tepër heterogjen, dhe lihet në dorë të punëdhënësit. Rrjedhimisht, të ardhurat mujore të

punonjësve të të njëjtit profesion mund të jenë të ngjashme në shifër, por jo detyrimisht

të ardhurat orare, sa kohë që orët e punës në javë janë të ndryshme për punëdhënës të

ndryshëm.

24 Në zhargonin e ekonomisë së punës, tenura i referohet kohëzgjatjes së eksperiencës së punës me

punëdhënësin aktual.

64

Përpunimi i të dhënave të siguruara nga pyetësorët është kryer nëpërmjet

përdormit të tri paketave statistikore të instaluara në platformën operative Windows:

JMP, SPSS, dhe Gretl.

3.2: SHFRYTËZIMI I TESTIT PILOT

Testi pilot konsistoi në kryerjen e një analize rigoroze të dhënash të bazuar mbi

përgjigjet e marra nga 271 pyetësorë, të cilët përfshiheshin në prurjet e para të totalit të

pyetësorëve të mbledhur (855 gjithsej të shfrytëzuar për studimin). Pasi u kontrolluan

për saktësinë e plotësimit, pasi u klasifikuan në 45 nën-grupe prej 6 individësh për të

përfaqësuar në mënyrë sa më të plotë vit-moshat e punonjësve shqiptarë nga 20 deri në

64 vjeç, dhe pasi u ndanë në mënyrë afërsisht të barabartë në dy kategori të mëdha – në

kategorinë AL (punonjësit me arsim të lartë) dhe në atë AM (punonjësit me arsim të

mesëm) – 271 pyetësorë u përzgjodhën dhe u përcaktuan si të pranueshëm për kryerjen

e testit pilot.

Pasi të dhënat e hedhura dhe organizuara në MS Excel morën formën e një

mikroserie të mirëfilltë, të përshtatshme për përpunim statistikor, ato u zbatuan

fillimisht për modelin (2.1). Testi i rëndësisë së përgjithshme F, koeficienti i përcaktimit

R2, dhe vlerat-P të parametrave të përllogaritur sugjeronin se modeli kishte potencial

shpjegues dhe ishte me vlera për analizën e synuar.

3.2.1: Modeli i përdorur për testin pilot

Pas kryerjes së disa eksperimenteve me të dhënat dhe disa provave me

zëvendësime të variablave të ndryshëm shpjegues për të arritur në një interpretim sa më

solid të ndryshueshmërisë së variablit të interesit, autori vendosi që në këtë fazë të parë

të studimit të përdorë një variant të modelit (2.1) i cili, në gjykimin e tij, sintetizonte

më mirë informacionin e marrë nga pyetësorët. Trajta algjebrike e tij është si më poshtë:

(3.t.p.) LnY = LnY0 + αS + β1X + β2X2 + ɤOrë/jv +

Krahasuar me modelin (2.1) – funksioni klasik i ardhurave i Mincer-it – modeli

(3.t.p.) përfaqëson më besnikërisht pyetësorin e studimit pasi përfshin në llogari orët e

punës në javë të të intervistuarit. Vlen të theksohet që paketa statistikore e përshtat

modelin duke përdorur të ardhurat orare për secilin vrojtim, që do të thote se �̂�

përcaktohet mbi bazën e të ardhurave orare për secilin vrojtim. Ky �̂� është në fakt një

variabël i llogaritur për çdo vrojtim. Ai njehsohet duke përdorur infomacionin e marrë

nga dy pyetje të pyetesorit25: të ardhurat mujore të të intervistuarit, dhe mesataren e

orëve të tij të punës në jave. I njëjti parim i llogaritjes së variablit tonë të interesit LnY

përdoret dhe në versionin përfundimtar të modelit (3.1), në vijim.

Variablat e modelit (3.t.p.) specifikohen si më poshtë:

25 Shembulli i një kopjeje tipike të plotësuar të pyetësorit gjendet në Aneksin I në fund të punimit

65

LnY të ardhurat periodike të punonjësit sipas nivelit përkatës të

edukimit (10, 11, apo 12 vite arsim i mesëm kurorëzuar me diplomë të

shkollës së mesme, ose 15, 16, 17, apo 18 vite arsim i lartë kurorëzuar

me diplomë të nivelit të parë –BA–)

LnY0 të ardhurat periodike që do të rezultonin teorikisht për

punonjësin me 0 vite edukim formal dhe 0 vite eksperincë pune (vlera e

interceptit të modelit)

S vitet e edukimit formal të punonjësit

X vitet e eksperiencës së punonjësit në tregun e punës

Orë/jv orët e punës në javë të punonjësit

ε termi i mbetjeve (Garo, 2016, p. 113)

3.2.2: Treguesit e vlefshmërisë së modelit (3.t.p.)

Tre komponentë statistikorë konsiderohen të rëndësishëm për të argumentuar

vlefshmërinë e një modeli tipik ekonometrik. Ata janë koeficienti i përcaktimit R2,

vlerat-P të parametrave të përllogaritur, dhe testi i rëndësisë së përgjithshme F. Për

modelin tonë (3.t.p.), R2 rezultoi 44.22%. R2 i përshtatur rezultoi me një vlerë prej 0.8

pikë përqindjeje më pak: 43.42%. Kjo do të thotë se përafërsisht 44% e

ndryshueshmërisë së variablit tonë të interesit në model shpjegohet nëpërmjet

bashkëveprimit të variablave shpjegues. Pjesa tjetër, rreth 56%, ndodh për shkak të

faktorëve të tjerë të cilët modeli ynë nuk i merr në konsideratë. Përsa u përket vlerave-

P të parametrave të përllogaritur, për modelin tonë ato rezultojnë të gjitha poshtë vlerës

5%. Nga statistika dimë që vlera-P e cilitdo variabël shpjegues e cila rezulton > 0.05

hedh poshtë hipotezën null. Hipoteza null për secilin nga variablat shpejgues të një

modeli është supozimi se variabli në fjalë nuk përbën – në aspektin statistikor – një

vlerë të shtuar për modelin. Për rastet në të cilat vlera-P e një variabli shpjegues është

e ulet (< 0.05), themi se kemi evidencë statistikore të mjaftueshme për të hedhur poshtë

hipotezën null. Në këto raste konsiderohet e vlefshme hipoteza alternative, se varibli

shpjegues i marrë në konsideratë është i nevojshëm për integritetin shpjeguës të

modelit. Komponenti i tretë i rëndësishëm, Testi F, është një provë përcaktuese për të

dalë në përfundimin që modeli i vënë në zbatim për studimin (në rastin tonë, për testin

pilot) është, ose jo, një mënyrë më e mirë matjesh statisikore sesa përdorimi i cilësdo

mënyre tjetër më të thjeshtë, supozojmë, mënyrës së statistikës përmbledhëse. Testi F

në vetvete përmban një hipotezë null dhe një hipotezë alternative për modelin (3.t.p.)

të cilin kemi në konsideratë, dhe hedhja poshtë e cilësdo prej tyre automatikisht

nënkupton vlefshmërinë e tjetrës. Hipoteza null (H0) është supozimi se, për nevojat dhe

kompleksitetin e studimit, modeli i përdorur nuk është metodë më e mirë sesa përdorimi

i një metode më të thjeshtë, siç është statistika përmbledhëse. Shprehur ndryshe, nëse

H0 qëndron, modeli nuk ka vlerë, pra nuk është një instrument korrekt për të kryer

matjet që na nevojiten për studimin. Nga ana tjetër kemi hipotezën alternative, e cila

është supozimi se modeli është i nevojshëm, i vlefshëm, dhe një instrument me dobi

për çka po përpiqemi të arrijmë nëpërmjet të këtij studimi. Duke parazgjedhur një nivel

rëndësie α = 0.05, për modelin tonë (3.t.p.) paketa statistikore jep informacionin se vlera

e Testit F është: “Prob > F / <.0001*”. Ky autput sugjeron se vlera-F është shumë më

e vogel se niveli i parazgjedhur i rëndësisë, ndaj hipoteza null bie poshtë, dhe pranohet

hipoteza alternative se modeli është një instrument i nevojshëm për të kryer në mënyrë

korrekte matjet e nevojshme për kërkimin tonë.

3.2.3: Rezultatet e testit pilot

66

Zbatimi i modelit (3.t.p.) gjeneroi përfundimet e mëposhtme:

Pas përllogaritjes – dhe sigurisht zbritjes nga totali i të ardhurave – së

vlerave mesatare të kostove oportune, financiare dhe atyre të peiudhave të

papunësisë, për të gjithë ata që kanë përfunduar suskesshëm arsimin e lartë

në kampionin e testit pilot, vlera mesatare të cilat rezultuan:

1`118`405 lekë vlerë financiare e kostos oportune (për një periudhë

mesatare prej 3.74 vitesh të nevojshme për të kryer shkollën e lartë);

991`490 lekë kosto financiare (për të njëjtën periudhë mesatare prej

3.74 vitesh të nevojshme për të kryer shkollën e lartë);

772`861 lekë kosto totale e ardhur nga një periudhë mesatare

papunësie prej 1 viti e 7.75 muajsh gjatë karrierës në profesion për

individin përfaqësues të kësaj kategorie të intervistuarish;

... u përcaktua se mesatarja e të ardhurave totale prej pagave dhe përfitimeve

të tjera periodike nga punëdhënësi, të siguruara gjatë gjithë karrierës në

profesion të një pjesëmarrësi shqiptar në tregun shqiptar të punës, është:

1. 18`934`139 lekë, për kategorinë e të intervistuarve që zotërojnë një

diplomë të arsimit të lartë të nivelit të parë (BA);

2. 16`153`279 lekë, për kategorinë e të intervistuarve që zotërojnë – më

së shumti – një diplomë të shkollës së mesme.

Nevojitet të qartësohet te kjo pikë se kostot që kanë rezultuar nga mesatarja

e periudhave të papunësisë për kategorinë e të intervistuarve me shkollë të

mesme janë llogaritur dhe përfshurë në këto parashikime gjithashtu. Për

efekt krahasimi me kategorinë tjetër të të intervistuarve, cilësojmë se

individi përfaqësues i të intervistuarve me arsim të mesëm rezultoi me një

periudhë mesatare papunësie prej 1 viti e 9.35 muajsh gjatë gjithë karrierës

në profesion, të përkthyer në një kosto totale prej 589`321 lekë. Pavarësisht

periudhës 1.6 muaj më të gjatë të papunësisë, kjo shifër rezulton përafërsisht

sa treçereku i kostove të të intervistuarve me arsim të lartë për shkak të

nivelit më të lartë të pagës së punonjësit me arsim të lartë.

Vlerat e mësipërme tregojnë se, në terma mesatarë, totali i të ardhurave

periodike të një pjesëmarrësi në tregun shqiptar të punës, zotërues të një

diplome të arsimit të lartë të nivelit të parë (BA), i siguruar gjatë karrierës

së tij në profesion, rezulton 17.22% më i lartë se totali respektiv i të

ardhurave të siguruara nga një pjesëmarrës në tregun shqiptar të punës

zotërues të një diplome të arsimit të mesëm (Garo, 2016, p. 116).

Duke marrë në konsideratë të gjitha moshat e punonjësve të kampionit dhe

llogaritur mesataren përkatëse, të ardhurat mesatare orare (dhe për rrjedhojë

ato mujore) të siguruara nga një shqiptar, pjesëmarrës në tregun shqiptar të

punës, zotërues i një diplome të arsimit të lartë të nivelit të parë (BA),

rezultojnë 40.13% më të larta se të ardhurat orare (dhe mujore) respektive

të siguruara nga një pjesëmarrës në tregun shqiptar të punës, zotërues i një

diplome të arsimit të mesëm (Garo, 2016, p. 116).

Në vlera faktike, të llogaritura nga të dhënat e kampionit të testit pilot, të

ardhurat mesatare mujore të një punonjësi shqiptar me arsim të lartë,

pjesëmarrës në tregun shqiptar të punës, rezultojnë 42’199 lekë. Ndërsa ato

të punonjësit shqiptar me arsim të mesëm, pjesëmarrës në tregun shqiptar të

punës, rezultojnë 29`628 lekë.

Nëse e konsiderojmë përfundimin e suksesshëm të arsimit të lartë të nivelit

të parë (BA) si çdo investim tjetër ekonomik, me barrën financiare fillestare

67

tipike dhe kthimin gradual periodik nga investimi, llogaritjet tregojnë se pas

mesatarisht 21 vitesh e 4 muajsh nga dita e parë e punësimit të tij, një

punonjës shqiptar me punë në Shqipëri, zotërues i një diplome të arsimit të

lartë të nivelit të parë, barazon (dhe eventualisht tejkalon) totalin e të

ardhurave periodike të akumuluara nga një punonjës shqiptar me punë në

Shqipëri, zotërues i një diplome të arsimit të mesëm.

3.3: PËRPUNIMI I TË DHËNAVE

Duhet sqaruar që në fillim se rezultetet e mësipërme, të siguruara nga matjet e

kryera me vrojtimet e përfshira në testin pilot, nuk mund të konsiderohen përmbyllëse

dhe përcaktuese sa i përket qëllimit dhe hipotezave të ngritura të këtij studimi.

Megjithëse është punuar në mënyrë rigoroze për të arritur një përfaqësim sa më të

njëtrajtshëm dhe gjithëpërfshirës të dy kategorive të mëdha të punonjësve – AM dhe

AL – dhe të nën-kategorive të të gjitha viteve të moshës së punës, rezultatet i përkasin

një numri relativisht të kufizuar vrojtimesh: vetëm 271. Në terma përpjesëtimi, në

krahasim me numrin e vrojtimeve tek të cilat do të bazohet studimi (855), ky numër

është në masën e rreth 3/10-ave. Rrjedhimisht, rezultatet që do të dalin nga versioni

përfundimtar i modelit (i cili është më i detajuar dhe specifik se modeli 3.1.p.), i zbatuar

me të gjitha vrojtimet e përfshira në studim, do të konsiderohen përmbyllëse lidhur me

zbulimet dhe vlerat që do të ofrojë studimi. Megjithatë rezultatet e testit pilot do të

shërbejnë si një themel solid – në terma proporcionesh dhe përqindjesh – për të

evidentuar vlefshmërinë dhe rigorozitetin e rezultateve përfundimtare të kësaj pune

kërkimore.

Pasi të dhënat e të 855 vrojtimeve të marra në konsideratë për studimin u hodhën

dhe seleksionuan në MS Excel, u vijua me procedurën e eksperimentimit për

modifikimet e nevojshme të funksionit (2.1). Plani ishte që integriteti i funksionit (2.1)

të mos cënohej, pra, të merreshin në konsideratë të gjithë variablat e tij ekzistues, por

nëse nga përgjigjet në pyetësor evidentoheshin variabla të tjerë që kontribuonin në

përmirësimin e koeficientit R2, të përfshiheshin dhe ato në model.

3.3.1: Versioni përfundimtar i modelit

Pas kryerjes së një sërë provash dhe matjesh me të dhënat, u arrit në përcaktimin

përfundimtar të modelit ekonometrik të punës kërkimore, sipas formës:

(3.1) LnY = LnY0 + αEd + β1Eks + β2Eks2 + ɤTen + δOre/jv +

+ ωSex + ηZB + θZQ + λZM +

3.3.2: Specifikimi i variablave dhe koeficientëve të modelit

Në tabelën më poshtë paraqitet një listë shpjeguese e variablave të modelit (3.1):

Variabli Përshkrimi

LnY

Logaritmi natyror vlerës së të ardhurave periodike të punonjësit me një

nivel arsimi të dhënë “X” (ku “X” mund të jetë arsim i mesëm me

diplomim: 10, 11 apo 12 vite; ose i lartë me diplomim 15, 16, 17 apo

18 vite)

68

LnY0

Logaritmi natyror i vlerës së parashikuar për të ardhurat periodike të

punonjësit ‘teorik’ me 0 vite arsim dhe 0 vite eksperiencë pune (vlerë

e siguruar nga të dhënat. (Vlera e intercept-it në model.)

Ed Vitet e arsimit të lartë të nivelit BA

Eks Vitet e eksperiencës në tregun e punës

Eks2 Vlera e variablit Exp në katror (variabël i derivuar; njësi integrale e

funksionit teorik të Mincer-it)

Ten Vitet e eksperiencës së punës me punëdhënësin aktual

Orë/jv Një vlerë mesatare e orëve të punës të kryera në javë nga individët e

vrojtuar

Sex Variabël dummy që specifikon seksin e të intervistuarit (merr vlerën 0

ose 1; 1 për meshkujt, 0 për femrat)

ZB

Variabël dummy që specifikon nëse i intervistuari punon në një zonë

bregdetare të vendit apo jo (merr vlerën 0 ose 1; 1 nëse i intervistuari

punon në një zonë bregdetare, 0 në të kundërt)

ZQ

Variabël dummy që specifikon nëse i intervistuari punon në një zonë

qendrore të vendit apo jo (merr vlerën 0 ose 1; 1 nëse i intervistuari

punon në një zonë qendrore, 0 në të kundërt)

ZM

Variabël dummy që specifikon nëse i intervistuari punon në një zonë

malore të vendit apo jo (merr vlerën 0 ose 1; 1 nëse i intervistuari

punon në një zonë malore, 0 në të kundërt)

Tabela 3: Variablat e modelit dhe përshkrimi i tyre

Është e nevojshme të sqarohet se modeli përmban 4 variabla dummy që lidhen

me zonën e punësimit të të intervistuarit. Përveç variablave ZB, ZQ dhe ZM, ekziston

dhe një variabël i katërt (TR – i intervistuari punon në Tiranën urbane) i cili vizualisht

nuk përfshihet në model, por evidentohet dhe interpretohet nëpërmjet bashkëveprimit

të tre variablave të tjerë. Të katër këto variabla janë grupet përbërëse të një kategorie të

vetme e cila specifikon lokalitetin e të intervistuarit. Grupi i papërfshirë vizualisht në

model njihet si grupi i referencës. Ky grup – TR, në rastin konkret – duhet lënë

gjithmonë jashtë strukturës së modelit nëse modeli përfshin vlerën e interceptit.

Gjithashtu, koeficientët që u bashkangjiten variablave dummy – ZB, ZQ, dhe ZM në

rastin konkret – duhen interpretuar gjithmonë në varësi të grupit të referencës, pra, të

atij grupi, koeficienti i të cilit merr vlerën 0 (Gujarati, 2004, p. 334).

Tabela vijuese paraqet koeficientët e secilit variabël, me vlerat përkatëse:

Koeficienti Variabli të cilit i përket Vlera e marrë

nga autputi i paketës statistikore

(Intercepti) LnY0 7.4154

α Ed 0.0821

β1 Eks 0.0142

β2 Eks2 – 0.0003

ɤ Ten 0.0042

δ Orë/jv – 0.0287

ω Sex 0.1388

η ZB – 0.0868

θ ZQ – 0.1545

λ ZM – 0.1298

(Termi i mbetjeve)

Tabela 4: Vlerat e koficientëve të variblave të modelit për të dhënat e siguruara nga kampioni

69

Duke zëvendësuar në ekuacionin (3.1) secilin koeficient me vlerën përkatëse,

do të kemi:

(3.2) LnY = 7.4154 + 0.0821Ed + 0.0142Eks – 0.0003Eks2 + 0.0042Ten –

. – 0.0287Orë/jv + 0.1388Sex – 0.0868ZB – 0.1545ZQ –

– 0.1298ZM +

3.3.3: Testimi i vlefshmërisë së modelit

Tradicionalisht analiza e vlefshmërisë së modelit fillon me treguesin R2, i njohur

ndryshe si koeficienti i përcaktimit, i cili nuk është gjë tjetër veçse një tregues i

përqindjes së shpjegimit të variablit të interesit nga modeli i ndërtuar. Autputi i paketës

statistikore na jep për modelin një vlerë të R2 = 46.93%. Kjo do të thotë se 46.93% e

ndryshueshmërisë së variablit tonë të interesit LnY shpjegohet drejtpërsëdrejti nga

bashkëveprimi variablave shpjegues në model. R2 i përshtatur rezulton thuajse me të

njëjtën vlerë, 46.36%.

A është 46.93% një përqindje e pranueshme? Në ato fusha të shkencës që

tentojnë të parashikojnë sjelljet dhe ndërveprimet njerëzore – tek të cilat hyn dhe

ekonomia – është plotësisht e pritshme që vlerat e R2 në modelet parashikuese të

ndërtuara nuk do të jenë të larta. Reagimet njerëzore janë natyrisht më të vështira për

t’u parashikuar sesa, të themi, proceset fizike apo reaksionet kimike (Frost, 2013). Ndaj

një vlerë e R2 në kufinjtë e 50%, në kuadër të llojit të kërkimit që po kryejmë, ofron një

shpjegim të konsiderueshëm të ndryshueshmërisë së variablit tonë të interesit nga

ndërveprimi i variablave shpjegues në model.

Hapi vijues për testimin e vlefshmërisë së modelit zakonisht është kontrolli i

vlerave-P që marrin parametrat e përllogaritur.26 Në seksionin e anekseve në fund të

punimit listohen gjithë vlerat-P për secilin variabël shpjegues të modelit (referoju

Aneksit II). Nga statistika dimë që çdo vlerë-P që është < 0.05 hedh poshtë hipotezën

null. Hipoteza null për secilin variabël shpjegues është supozimi i paracaktuar se

variabli në fjalë nuk i shërben integritetit të modelit. Në rast se vlera-P e një variabli

rezulton e vogël (< 0.05) kjo është evidencë bindëse kundër hipotezës null, dhe në këtë

rast merret për bazë hipoteza alternative se variabli në fjalë i shërben integritetit të

modelit. Në Aneksin II listohen vlerat-P për gjithë variablat shpjegues të modelit, dhe

të gjitha rezultojnë < 0.05, duke lënë të kuptohet se të gjithë këta variabla nevojiten për

t’i dhënë shpjegimin më të mirë të mundshëm ndryshueshmërisë së variablit të interesit

LnY në model. Nuk duhet harruar që për të ardhur tek përzgjedhja e variablave

shpjegues aktualë që përbëjnë modelin është bërë një punë e gjatë seleksionuese me

matjet, esencialisht duke eliminuar një nga një të gjithë ata variabla që paraqesnin vlera-

P > 0.05. Pra çdo eliminim i mëtejshëm i secilit prej variablave aktualë, gjykuar nga

vlerat-P që ata paraqesin, do ta varfëronte potencialin shpjegues të modelit.

Një tjetër vlerë që shërben për të testuar vlefshmërinë e modelit, e paraqitur në

autputin kryesor të modelit (referoju Aneksit II) është testi F. Ky test, i cili në statistikë

dhe ekonometri njihet si testi i rëndësisë së përgjithshme, i përgjigjet pyetjes: “a ofron

modeli i ndërtuar ndonjë vlerë për studimin?” Në këtë rast, hipoteza null është supozimi

se nuk ekziston asnjë lidhje midis parametrave β në model; rrjedhimisht modeli është

26 Në ekonometri parametrat e përllogaritur (angl.: parameter estimates), janë vlerat e përllogaritura që

modeli u cakton koeficientëve të secilit prej variablave shpjegues

70

pa vlerë. Hipoteza alternative është supozimi se të paktën njëri nga parametrat β ≠ 0;

shprehur ndryshe, të paktën një parametër β, në një farë mase e influencon luhatjen e

variablit të interesit Y. Duke supozuar që dhe në këtë rast niveli i parazgjedhur i

rëndësisë është α = 0.05, nëse vlera e llogaritur e F-së në autputin kryesor të modelit

rezulton < 0.05, hidhet poshtë hipoteza null dhe merret për bazë hipoteza alternative që

nënkupton se modeli ka potencial shpjegues. Në autputin e gjeneruar nga paketa

statistikore për modelin (referoju Aneksit II) kemi: “Prob > F / <.0001*”, simbolikë e

cila nënkupton se vlera e F është shumë më e vogël se niveli i parazgjedhur i rëndësisë

0.05, ndaj modeli duhet pranuar si i vlefshëm.

Një tjetër kusht që duhet të plotësojë modeli për t’u quajtur statistikisht i

vlefshëm është kushti i normales së përafërt. Ky kusht kërkon një shpërndarje normale

të mbetjeve27 të variablit të interesit në model. Grafiku i mëposhtëm paraqet

shpërndarjen e mbetjeve për tërësinë e rasteve të vrojtuara të kampionit:

Figura 11: Shperndarja e vlerave te mbetjeve per vrojtimet e kampionit

Siç vihet re, kemi të bëjmë me një shpërndarje normale tipike me kulmin e

këmbanës të drejtuar pothuaj në mënyrë perfekte mbi vlerën 0, dhe me bishtat të

shpërndarë në mënyrë të njëtrajtshme në të dyja drejtimet. Figura nuk paraqet ndonjë

evidencë asimetrie apo ndonjë tjetër forme që mund të interpretohet si shpërndarje jo-

normale.

Një tjetër inspektim viziv i shpërndarjes normale të mbetjeve është gjenerimi i

diagramës q-q28, diagramë e cila paraqet vlerën aktuale të mbetjes krahas vlerës së

parashikuar të saj në kushtin e normalitetit (pra, vlera e parashikuar nën supozimin se

kjo mbetje derivon nga një vrojtim që i përket një popullate të shpërndarë normalisht).

27 Në statistikë, mbetje (angl.: residue; residual) quhet diferenca që rezulton midis vlerës së vrojtuar dhe

vlerës së parashikuar të variablit të interesit, për një vrojtim të dhënë.

28 Angl.: normal quantile-by-quantile (q-q) plot

71

Figura 12: Diagrama q-q – vlerat aktuale krahas vlerave te parashikuara te mbetjeve

Nëse pikat në diagramë, të cilat janë vlerat aktuale të mbetjeve të vrojtimeve,

gjurmojnë besnkërisht vijën e kuqe diagonale, dalim në përfundimin se kemi të bëjmë

me një shpërndarje normale të mbetjeve. I tillë rezulton rasti i diagramës q-q të

mësiperme, e gjeneruar nga mbetjet e vrojtimeve të kampionit tonë. Ndaj, në bazë të

evidencës vizive që paraqesin këto dy figura, edhe kushti i normales së përafërt

konsiderohet i plotësuar.

Kushti i radhës që modeli duhet të plotësojë është kushti i përhapjes së

njëtrajtshme. Për të vënë re nëse ky kusht plotësohet, merren vlerat e mbetjeve dhe

hidhen në diagramë kundrejt vlerave të parashikuara të LnY-ve për tërësinë e rasteve të

vrojtuara. Paketat statistikore zakonisht kanë opsione që i gjenerojnë lehtësisht

diagramat e këtij lloji. Që kushti i përhapjes së njëtrajtshme të plotësohet, te kjo

diagramë studiuesi pret të dallojë një bashkësi pikash që nuk formojnë asgjë interesante.

Pra, bashkësia e pikave që përbën diagramën nuk duhet të shfaqë ndonjë formë apo

kushtëzim rendidtjeje që evidenton rregullsi. Në figurën e dytë të faqes pararendëse

paraqitet hedhja në diagramë e vlerave të mbetjeve kundrejt vlerave të parashikuara të

LnY-ve për modelin tonë, dhe siç vihet re, kjo bashkësi pikash nuk paraqet ndonjë formë

Figura 13:

Hedhja në diagramë e vlerave të

mbetjeve kundrejt vlerave të

parashikuara të LnY-ve

72

apo renditje të kushtëzuar që ta bëjë studiuesin dyshues për ndonjë parregullsi në model.

Ndaj duhet gjykuar se modeli e plotëson dhe kushtin e përhapjes së njëtrajtshme.

3.3.3.1: Inspektimi për probleme të multikolinearitetit

Në statistikë, në përpjekjet për ndërtim të modeleve parashikuese, rastet e

multikolinearitetit konsiderohen raste problematike. Multikoleneariteti është prezent në

ato raste kur dy ose më shumë variabla shpjegues shfaqin atribute të njëjta, ose tepër të

ngjashme, ndikimi në model. Teorikisht, kur midis dy variablave shpjegues a dhe b

(ose dhe më shumë: c, d, e, etj.) vërehet kolinearitet, është e këshillueshme që modeli

të rindërtohet vetëm me njërin prej tyre, ose me një variabël të derivuar nga a dhe b.

Problemet e multikolinearitetit mund të identifikohen lehtë gjatë ndërtimit të modeleve,

nëpërmjet autputit të gjeneruar automatikisht nga paketat statistikore mbi lidhjet e

ndërsjella bivariate midis varablave shpjegues të modelit. Një autput i tillë për modelin

tonë praqitet më poshtë:

Ed Eks Ten Orë/jv Sex ZB ZQ ZM

Ed 100.0% -15.0% 8.5% -17.6% -26.8% -6.3% -7.7% 8.5%

Eks -15.0% 100.0% 52.0% -1.8% 14.9% 5.4% -1.5% 2.2%

Ten 8.5% 52.0% 100.0% -10.2% 1.3% 1.8% -1.0% 13.4%

Orë/jv -17.6% -1.8% -10.2% 100.0% 8.1% 7.9% -6.7% -1.5%

Sex -26.8% 14.9% 1.3% 8.1% 100.0% 2.7% 0.1% -4.1%

ZB -6.3% 5.4% 1.8% 7.9% 2.7% 100.0% -46.2% -26.8%

ZQ -7.7% -1.5% -1.0% -6.7% 0.1% -46.2% 100.0% -31.2%

ZM 8.5% 2.2% 13.4% -1.5% -4.1% -26.8% -31.2% 100.0%

Përqindjet e mësipërme shprehin shkallët e ndërlidhjes së çdo variabli të modelit

tonë me gjithsecilin prej të tjerëve, nga 0 në 100% (në vlerë absolute). Në rast se

identifikohen lidhje bivariate mbi shkallën |80%|, bindemi se modeli ka probleme

multikolineariteti. Siç shohim, variablat shpjegues të modelit tonë nuk paraqesin lidhje

bivariate më të larta se |52%| me variablat e tjerë, dhe në bazë të sa më sipër dalim në

përfundimin se modeli ynë nuk shfaq probleme multikolineariteti.

3.3.3.2: Inspektimi për probleme të heteroskedasticitetit

Ashtu si rastet me prani të multikolinearitetit, problematike konsiderohen dhe

rastet ku në modelet parashikuese të propozuara ka prani të heteroskedasticitetit. Termi

“heteroskedasticitet” origjinon nga dy fjalë të greqishtes së vjetër: “hetero” (i

ndryshëm) dhe “skedasis” (përhapje); pra “përhapje e ndryshme”. Në statistikë ky term

nënkupton përhapje të ndyshme të vlerave të vrojtuara (krahasimisht me vlerat e

prashikuara nga medeli) përgjatë dy ose më shumë segmentimeve të dhëna të vijës së

regresit. Në zhargonin e statistikës, heteroskedasticiteti njihet ndryshe si “varianca me

gabime të pabarabarta” ose shkurt “variancat e pabarabarta”.29

Duhet theksuar që në fillim se treguesit për heteroskedasticitet në model janë

një çështje që, dhe pse nevojitet të kontrollohen rigorozisht, duhen marrë me rezervë.

Një pjesë e konsiderueshme e modeleve statistikore, edhe ato më solidet, kush më

shumë e kush më pak, përfshijnë tipare apo nuanca heteroskedasticiteti brenda tyre.

Variancat lehtësisht të pabarabarta të segmentimeve të ndryshme përgjatë vijës së

regresit nuk duhen konsideruar arsye për shqetësim. Lind e nevojshme që ato të

korrigjohen vetëm kur problemet e vëna re janë të patolerueshme (Fox, 1997, pp. 309-

29 Nga angl.: “unequal error varance” ose “unequal variances”.

Tabela 5:

Lidhjet e ndërsjella

bivariate midis

variablave shpjegues

të modelit

73

310) dhe mund të çojnë në parashikime të cunguara të popullatës reale. Të nisur nga

kjo predispozitë, vijojmë me kontollin për gjurmë të heteroskedasticitetit në modelin

tonë.

Analiza e parë që duhet të kryejmë është ajo e hedhjes në diagramë të mbetjeve

të vlerave të vrojtuara kundrejt vlerave të parashikuara të LnY-ve për modelin. Nëse

diagrama paraqet një vendosje të pikave në formë hinke, me pjesën e ngushtë nga e

majta e boshtit të abshisave dhe me një zgjerim të përhapjes përgjatë zhvendosjes

djathtas, kjo pamje do të ishte një tregues i qartë për prani të variancave të pabarabarta

në model. Këtë analizë e kemi kryer për të kontrolluar plotësimin e kushtit të përhapjes

së njëtrajtshme, dhe diagrama e saj paraqitet në fig. 13. Siç shihet, aty nuk ka ndonjë

perhapje të pikave në formë hinke, ndaj që në fillim të analizës sonë nuk hasim në

ndonjë prani të tipareve të heteroskedasticitetit në model.

Vijojmë inspektimin me ndërtimin e një tjetër diagrame, të ngjashme me atë të

fig. 13. Për këtë procedurë përdorim katrorët e mbetjeve; vlerat e tyre i hedhim në

diagramë sërish kundrejt vlerave të parashikuara të LnY-ve. Marrim autputin e

mëposhtëm:

Dhe kjo diagramë nuk paraqet ndonjë formë të dyshimtë të vendosjes së pikave

(formë hinke apo konike, nga e majta në të djathtë të boshtit të abshisave). Pikat janë të

shpërndara njëtrajtësisht në të gjithë diagramen, dhe nuk vërehet ndonjë tendencë

rritëse e vlerave të mbetjeve teksa rriten vlerat e parashikuara për logaritmin natyror të

kompensimit orar. Pra, tiparet e variancave të pabarabarta duket se mungojnë edhe në

këtë rast.

Të mësipërmet gjithsesi përfshihen në kuadrin e inspektimeve vizuale për

praninë ose jo të heteroskedasticitetit. Standardet e punës statistikore lypin për testime

më rigoroze – dhe të një natyre më formale, të mbështetur në shifra – të pranisë së kësaj

të mete në model. Sërish nënvizojmë që paketat e sotme statistikore bëjnë të mundur

gjenerimet e autputit automatik për zbatimin e një sërë testesh, përfshirë homogjenitetin

e variancave për dy grupe të specifikuara vlerash (ku mundësohet pikërisht dhe

kontrolli për praninë e heteroskedasticitetit në një model).

Figura 14:

Hedhja në diagramë e

katrorëve të vlerave të

mbetjeve kundrejt vlerave të

parashikuara të LnY-ve

74

Për t’i kryer këto teste, duhet që fillimisht të kryejmë një procedurë të vogël

parapërgatitore me mikroserinë e të dhënave të modelit. Pasi kemi gjeneruar kolonën e

vlerave të parashikuara dhe atë të termave të mbetjeve (të cilat na u nevojitën për

kontrollin e kushtit të normales së përafërt), gjenerojmë një kolonë të tretë për katrorët

e termave të mbetjeve. Në krah të saj krijojmë një kolonë të katërt e cila do të shërbejë

si variabel dummy dhe do të marrë vlerat 0 ose 1 për secilin vrojtim, dhe e quajmë

“Kolona Test”. Një vrojtim i dhënë merr vlerën 0 në variablin “Konona Test” atëherë

kur vlera e �̂� e atij vrojtimi është më e vogël se mediana e gjithë �̂�-ve; në të kundërt

merr vlerën 1. Në këto kushte kemi 427 vrojtime që për këtë variabël marin vlerën 0,

dhe 428 të tjera që marrin vlerën 1. Vijojmë me kryerjen e një renditjeje të vrojtimeve

në bazë të vlerave të �̂�-ve (nga vlera më e vogël tek më e madhja). Në këtë mënyrë,

variabli “Kolona Test” ndahet në dy grupe të barabarta, njëri grup me vlerën 0 dhe tjetri

me vlerën 1. Lëmë jashtë kësaj analize (duke hequr provizorisht) 171 vrojtimet e

lokalizuara në mesin e kësaj kolone (85 që kanë vlerën 0, dhe 86 që kanë vlerën 1), që

janë staktësisht 20% e vrojtimeve të kampionit. Këtë e bëjmë për të rritur precizionin e

rezultateve të testit që do të kryejmë, në një përpjekje për të theksuar shkallën e

diferencimit të vlerave (Brooks & Tsolacos, 2010, p. 139) midis dy grupeve të

kampionit (gjithmonë nëse ky diferencim është i pranishëm). Tani mikroseria mbetet

me 684 vrojtime, 342 për secilin grup. Janë pikërisht këto dy grupe (me nga 342

vrojtime secili) ato të cilat do testohen për varianca të pabarabarta.

Paketa statistikore të ndryshme kryejnë procedura tepër të ngjashme, por

gjenerojnë autpute që mund të përfshijnë teste të ndryshme për të përcaktuar rezultatet

e homogjenitetit të variancave midis dy (ose më shumë) grupeve të testuara. Autputi i

Aneksit III në fund të punimit informon për situatën e heteroskedasticitetit në

kampionin tonë nëpërmjet 6 testeve të homogjenitetit të variancave për dy grupet e

kampionit që krijuam më lart: O'Brien, Brown-Forsythe, Levene, Bartlett, F Test 2-

sided, dhe Welch. (SAS Institute Inc., n.d.) Për të gjitha këto teste hipoteza null (Ho)

është supozimi që variancat e vlerave të dy grupeve janë homigjene, ndërsa hipoteza

alternative (H1) cilëson se ka diferencë statistikisht domethënëse midis variancave të

dy grupeve. Me α të specifikuar në pragun 0.05, vëmë re që vlerat-P të gjithsecilit prej

testeve nuk zbresin poshtë shifrës 0.102 (vlera-P më e vogël, e cila i përket Testit të

Welch-it). Në këto kushte, për të gjitha testet e përfshira, dështojmë të hedhim poshtë

hipotezën null dhe e pranojmë atë si të vërtetë, duke u bindur në mënyrë përfundimtare

që nuk ka prani të heteroskedasticitetit në modelin tonë.

3.4: SUPOZIMI – PËR EFEKT KRAHASIMI – I VERSIONIT TË

PALOGARITMUAR TË MODELIT

Shtrohet pyetja: a gjen baza konkrete përshtatja e versionit përfundimtar të

regresionit tonë, me logartimim të variablit të interesit dhe interceptit, sipas modelimit

Mincerian? Për t’i dhënë përgjigje kësaj pyetjeje, një nga testet që mund të kryjmë është

të vëmë në provë potencialin shpjegues të regresionit tonë pa përdormin e logaritmeve

në variablin e interesit dhe intercept, sipas formës:

(3.3) Y = Y0 + αEd + β1Eks + β2Eks2 + ɤTen + δOre/jv +

+ ωSex + ηZB + θZQ + λZM +

75

Version i mësipërm i regresionit, siç vihet re, është tërësisht linear duke qenë se

në të nuk hasen faktorizime dhe asnjëri prej variablave të tij nuk është në formë të

logaritmuar. Kur versionin (3.3) e krahasojmë me modelin (3.1) që do të zbatojmë për

kërkimin, kemi rezultatet e mëposhtme:

Versioni (3.3)

i supozuar i modelit

Modeli (3.1) që do të

zbatohet për të realizuar kërkimin

Koeficienti i

përcaktimit R2 40.28% 46.93%

Vlerat-P të

parametrave të

përllogaritur:

LnY0:

Ed:

Eks:

Eks2:

Ten:

Orë/jv:

Sex:

ZB:

ZQ:

ZM:

Vlerat-P te

parametrave te

perllogaritur:

<.0001*

<.0001*

0.0359*

0.0457*

0.9639 (!)

<.0001*

<.0001*

0.2520 (!)

0.0013*

0.0332*

Vlerat-P te

parametrave te

perllogaritur:

<.0001*

<.0001*

0.0007*

0.0019*

0.0187*

<.0001*

<.0001*

0.0190*

<.0001*

0.0026*

Tabela 6: Krahasimi i versionit të palogaritmuar të modelit me versionin e planifikuar për kërkimin

Midis dy versioneve të modelit, tabela krahasuese evidenton:

1. një diferencë prej 6.65% përsa i përket vlerave të R2:

kjo shifër nënkupton se nëpërmjet logartimimit të variablit të interesit

dhe interceptit në model, jemi në gjendje të shpjegojmë 6.65% më

shumë të ndryshueshmërisë së variablit të interesit LnY nga

bashkëveprimi i variablave shpjegues. Shprehur ndryshe, nëse modelin

e mbajmë të pa-logaritmuar, potenciali shpjegues i tij bie me 6.65%;

2. vlera-P më të ulëta të versionit të pa-logaritmuar të modelit, për secilin prej

parametrave të përllogaritur;

3. variablat shpjegues “Tenurë” dhe “Zonë bregdetare”, gjykuar nga vlerat-P

që paraqesin (Ten = 0.9639 > 0.05 dhe ZB = 0.252 > 0.05), nëse do t’i

përmbaheshim teorisë ekonometrike duhen hequr nga modeli:

kjo masë do të çonte në një model me një numër më të vogël variablash,

ku tenura dhe një nga zonat më të rëndësishme gjeografike të vendit nuk

do të kishin asnjë domethënie në shpjegimin e të ardhurave periodike të

punonjësit shqiptar. Një numër më i vogël variablash eventualisht do të

rezultonte me një përqindje të R2 më të ulët se ajo aktualja prej 40.28%,

pra me potencial shpjgues akoma më të ulët të modelit.

Në këto kushte gjykojmë se një version i pa-logaritmuar i strukturimit fillestar

të regresionit tonë nuk do të na shërbente, pasi shifrat evidentojnë që ai nuk do të ishte

më efiçenti i mundshëm. Më efiçenti vijon të rezultojë versioni i logaritmuar i

regresionit sipas modelimit Mincerian, edhe pse instrumenti ekonometrik i Mincer-it

po përdoret për një seri të dhënash të 45 viteve më vonë krahasuar me hulumtimin e tij

76

fillestar të periudhës 1959-‘60, të dhëna të cilat i përkasin një shteti tërësisht të

ndryshëm nga SHBA-të, si për nga niveli i pagave ashtu dhe për nga struktura dhe

përmasat e fuqisë punëtore. Ky fakt dëshmon për virtuozitetin dhe brilancën e punës

analitike të Mincer-it.

3.5: DEMOSTRIME TË AFTËSIVE PARASHIKUESE TË MODELIT

Tani që u suguruam se modeli i plotëson kushtet kryesore të vlefshmërisë së tij

dhe që versioni që do të përdorim rezulton më eficenti i mundshëm, mund të themi që

kemi në dorë një instrument të mirëfilltë ekonometrik nëpërmjet të cilit mund të

kryejmë matjet e nevojshme për të analizuar një nga një hipotezat e ngritura në fillim

të punës kërkimore. Para së gjithash, është e udhës të ilustrojmë aftësitë njehsuese të

modelit me dy shembuj, Supozojmë se duam të bëjmë një parashikim për të ardhurat

mujore që siguron nga tregu shqiptar i punës:

1. Drita, me punësim në Tiranë, me shkollë të lartë (16 vite edukim), me 20

vite eksperiencë pune dhe 12 vite tenurë me punëdhënësin aktual;

2. Petriti, me punësim në Elbasan, me shkollë të lartë (17 vite edukim), me 23

vite eksperiencë pune dhe 2 vite tenurë me punëdhënësin aktual.

Veprimet kryhen duke mos marrë parasysh faktorë specifikë të tillë si

profesioni, industria, sektori në të cilin individi është i punësuar, etj. Pra modeli llogarit

një kompensim mesatar mujor që tregu i punës në Shqipëri ofron duke u bazuar në të

gjitha profesionet, industritë dhe sektorët e përfshirë në kampionin e studimit. Përsa u

përket orëve të punës në javë, përdoret një mesatare e gjithë kampionit prej 43.4 orësh,

e cila, nëse supozohet se muaji mesatar i një viti përmban 4.35 javë, përkthehet në 188.7

orë pune në muaj. Procedojmë duke futur të dhënat në model dhe llogaritur shifrat për

secilin nga rastet:

1. Llogaritjet për të ardhurat mujore të Dritës.

Bëjmë zëvendësimet përkatëse në ekuacionin (3.2), dhe kemi:

LnYD = 7.4154 + 0.0821(16) + 0.0142(20) – 0.0003(400) + 0.0042(12) –

. – 0.0287(43.4) + 0.1388(0) – 0.0868(0) – 0.1545(0) – 0.1298(0)

LnYD = 7.706

YD = Eksp. 7.706

YD = 222.06 lekë / orë

222.06 ∗ 188.7 orë pune / muaj = 41`903.1 lekë / muaj merr Drita

2. Llogaritjet për të ardhurat mujore të Petritit:

Bëjmë zëvendësimet përkatëse në ekuacionin (3.2), dhe kemi:

LnYP = 7.4154 + 0.0821(17) + 0.0142(22) – 0.0003(484) + 0.0042(2) –

. – 0.0287(43.4) + 0.1388(1) – 0.0868(0) – 0.1545(1) – 0.1298(0)

LnYP = 7.735

YP = Eksp. 7.735

YP = 228.67 lekë / orë

228.67 ∗ 188.7 orë pune / muaj = 43`150.84 lekë / muaj merr Petriti

77

Siç shihet nga përfundimet, Drita dhe Petriti sigurojnë pak a shumë të njëjtat të

ardhura. Petriti siguron diçka më shumë duke marrë në konsideratë faktin që është

mashkull, ka një vit edukim dhe tri vite eksperiencë më tepër. Drita nga ana tjetër,

pavarësisht se është femër, për arsye se është e punësuar në Tiranë dhe ka një numër

dukshëm më të lartë vitesh të tenurës me punëdhënësin aktual, arrin të sigurojë nivel

pothuajse të njëjtë të ardhurash me Petritin.

Rastet e shtruara më sipër për Dritën dhe Petritin janë tepër të drejtpërdrejta, e

për rrjedhojë lehtësisht të kuptueshme. Megjithatë duhen paraqitur në mënyrë më të

detajuar konceptet bazë të kësaj metode llogaritjeje. Duhet kuptuar se në njehsimet e

nevojshme për testimet e hipotezave, në të shumtën e herëve nuk do kemi të bëjme me

raste specifike por me mesatare. Do të na nevojitet, për shembull, të njehsojmë

mesataren e të ardhurave periodike të siguruara nga punonjësit me arsim të mesëm në

gjithë vendin (pavarësisht zonave gjeografike të punësimit të tyre), ose mesataren e të

ardhurave periodike të siguruara në Tiranë pavarësisht gjinisë. Variabli i specifikimit

gjinor dhe variablat e zonave gjeografike në modelin tonë janë variabla dummy (që

mund të marrin vlerat 0 ose 1), por duhet theksuar që janë një lloj specifik variablash

dummy që njihen ndryshe në statistikë si variabla tregues.30 Duke qenë se mund të

marrë vlerat 0 ose 1, dhe esencialisht mbart brenda vetes potencialin e ofrimit të një

informacioni sasior preçiz nëpërmjet çdo vlere reale midis 0-s dhe 1-shit, çdo variabël

tregues mund të trajtohet si variabël interval-raport.31 Kujtojmë se intervali është një

përshkallëzim i vazhdueshëm numerik me një rend domethënës, ndërkohë që cilësia e

raportit nënkupton një pikë zero natyrale.32 Rjedhimisht, nëpërmjet raportit mund të

shprehësh diferencat midis dy vlerave numerike. Këto cilësi e bëjnë variablin dummy

të llojit interval-raport tepër informativ dhe të vlefshëm për analizë statistikore (Healey

& Prus, 2013, pp. 1-3). Të tillë janë dhe variablat dummy për specifikimin gjinor dhe

zonat gjeografike në modelin tonë. Duke qenë se kodimi i variablit ‘Sex’ në modelin

tonë është bërë 0 për femrat, dhe 1 për meshkujt, në rastin kur koeficienti i këtij variabli

merr vlerën 0, modeli llogarit të ardhurat periodike për femrat. Në rastin kur koeficienti

merr vlerën 1, modeli llogarit të ardhurat periodike për meshkujt. Por potenciali

informativ i variablit është shumë më i gjerë se këto dy raste specifike. Për shembull,

në rastin kur çdo konditë tjetër mbahet e pandryshuar dhe koeficienti i variablit ‘Sex’

merr vlerën 0.6047 (60.47% është përqindja e meshkujve në kampionin tonë) modeli

llogarit mesataren e të ardhurave periodike për të gjithë të intevistuarit e kampionit,

pavarësisht seksit.

Për ta kuptuar më mirë shtjellimin e mësipërm, le ta ilustrojmë nëpërmjet të dy

shembujve konkretë.

1. Supozojmë se, bazuar në të dhënat e kampionit tonë, kërkojmë të njehsojmë

të ardhurat mujore të Artanit, i cili ka të njëjtat karakteristika edukimi dhe

punësimi me ato të Dritës, pra: [1] me punësim në Tiranë, [2] me shkollë të

lartë (16 vite edukim), [3] me 20 vite eksperiencë pune, dhe [4] me 12 vite

tenurë me punëdhënësin aktual. Bëjmë sërish zëvendësimet përkatëse në

ekuacionin (3.2), dhe kemi:

30 Angl.: Indicator variables

31 Angl.: interval-ratio variable

32 Rasti kur në një shkallë mase pika zero nënkupton mungesë, ajo pikë quhet zero natyrale. Pra pika zero

natyrale është aty ku fillon gjithcka, dhe para fillimit nuk ka asgjë. P.sh. mosha, gjatësia, ose pesha e

një personi.

78

LnYA = 7.4154 + 0.0821(16) + 0.0142(20) – 0.0003(400) + 0.0042(12)

– 0.0287(43.4) + 0.1388(1) – 0.0868(0) – 0.1545(0) – 0.1298(0)

LnYA = 7.844

YA = Eksp. 7.844

YA = 255.13 lekë / orë

255.13 ∗ 188.7 orë pune / muaj = 48`144.2 lekë / muaj merr Artani

2. Sërish bazuar në të dhënat e kampionit tonë, supozojmë se kërkojmë të

njehsojmë të ardhurat periodike mesatare të të gjithë punonjësve me të

njëjtat karakteristika edukimi dhe punësimi me ato të Dritës, pra: [1] me

punësim në Tiranë, [2] me shkollë të lartë (16 vite edukim), [3] me 20 vite

eksperiencë pune, dhe [4] me 12 vite tenurë me punëdhënësin aktual,

pavaresisht seksit. Për këtë na nevojitet një e dhënë specifike: raporti midis

meshkujve dhe femrave me arsim të lartë në kampion, i cili është 47.07%

meshkuj. Kësaj radhe, me synimin e vënies në punë të vetive përpjesëtimore

të variablit tonë dummy ‘Sex’, bëjmë sërish zëvendësimet përkatëse në

ekuacionin (3.2) duke përdorur vlerën 0.4707 si koeficient të variablit ‘Sex’:

LnYZ = 7.4154 + 0.0821(16) + 0.0142(20) – 0.0003(400) + 0.0042(12)

– 0.0287(43.4) + 0.1388(0.4707) – 0.0868(0) – 0.1545(0) –

0.1298(0)

LnYZ = 7.771

YZ = Eksp. 7.771

YZ = 237.06 lekë / orë

237.06 ∗ 188.7 orë pune / muaj = 44`733 lekë / muaj marrin punonjësit

me të njëjtat karakteristika edukimi dhe punësimi me ato të Dritës.

Këta shembuj na ndihmojnë të kuptojmë më mirë fleksibilitetin që ofrojnë në

llogaritje të katër variablat dummy të modelit tonë (variabli i specifikimit gjinor ‘Sex’

dhe variablat e zonave gjeografike ZB, ZQ dhe ZM).

79

KREU IV: ANALIZA E REZULTATEVE DHE GJETJET

4.1: SHQYRTIMI I HIPOTEZAVE KRYESORE

Tani që krijuam një ide të mënyrës sesi operon modeli, le ta vëmë atë në punë

për të testuar hipotezat e ngritura. Avantazhi kryesor i modelit qëndron në faktin se

është fleksibël dhe gjithëpërfshirës në parashikimin e të ardhurave për individë të

gjendur në situata të ndryshme edukimi, eksperience, vendndodhjeje gjeografike, etj.

Çka është esenciale dhe me tepër vlera për studimin është se i njëjti model mund të

përdoret si për kategorinë e individëve me arsim të mesëm ashtu dhe për atë të

individëve me arsim të lartë. Ky fleksibilitet bën të mundur që modeli të jetë në gjendje

të adresojë shumicën e hipotezave të ngritura në këtë punë kërkimore.

4.1.1: Testimi i hipotezës H11:

Hipoteza H11 cilëson:

Për punonjësin shqiptar me punë në Shqipëri të pajisur me një diplomë të

arsimit të lartë të nivelit të parë (BA), premiumi mesatar i të ardhurave orare

– dhe rrjedhimisht atyre mujore – është jo më i ulët se 2/5-a e të ardhurave

orare të punonjësit shqiptar me punë në Shqipëri dhe nivel arsimimi të

shkollës së mesme.

Natyrisht, hipoteza null H01 përmban cilësimin e kundërt të hipotezës H11.

H01:

Për punonjësin shqiptar me punë në Shqipëri të pajisur me një diplomë të

arsimit të lartë të nivelit të parë (BA), premiumi mesatar i të ardhurave orare

– dhe rrjedhimisht atyre mujore – është nën 2/5-at e të ardhurave orare të

punonjësit shqiptar me punë në Shqipëri dhe nivel arsimimi të shkollës së

mesme.

Shtrohet pyetja: pse është përzgjedhur pikërisht niveli i 2/5-ave mbi të ardhurat

periodike të punonjësit me arsim të mesësm për të kuantifikuar premiumin në të ardhura

periodike të punonjësit me arsim të lartë? Ky cak është zgjedhur bazuar në rezultatet e

testit pilot. Testi pilot përcaktoi se premiumi në të ardhura mujore mesatare i gëzuar

nga punonjësi me arsim të lartë është diku tek 42% mbi të ardhurat mujore mesatare të

punonjësit me arsim të mesëm. Në bazë të këtij informacioni, një rrumbullakim i nivelit

të premiumit iek 2/5 mbi të ardhurat periodike të punonjësit me arsim të mesëm u

mendua si më i pranueshmi për përdorimin në hipotezë.

Le të shohim sa bazë gjen ky pretendim në kampionin e përzgjedhur të studimit.

Fillimisht duhet të bëjmë një ndarje të kampionit në dy kategori të mëdha: punonjësit

me arsim të mesëm, dhe punonjësit me arsim të lartë. Këtu duhet qartësuar se kampioni

është përzgjedhur i tillë që:

1. të gjithë të intervistuarit të ishin pajisur së paku me diplomën e arsimit të

mesëm;

2. të gjithë të intervistuarit të klasifikoheshin ose në kategorinë e punonjësve

me arsim të mesëm, ose në atë të punonjësve me arsim të lartë.

80

Edhe ata pak të intervistuar që kanë kryer një pjesë të arsimit të lartë, por nuk

janë diplomuar, u klasifikuan në kategorinë e punonjësve me arsim të mesëm. Në bazë

të këtij kategorizimi u zbulua se:

428 të intervistuar janë me arsim të mesëm (kategoria AM), dhe mesatarja

e viteve të tyre të arsimimit është 11.88

Për rezultatin e mësipërm vlen të sqarohet se kategoria AM e

kampionit përfshin edhe: [1] ata individë që diplomën e shkollës së

mesme e kanë marrë nëpërmjet 11 viteve arsim (individët që janë

shkolluar në sistemin fillor 7-vjeçar) si dhe [2] ata individë që

arsimin e mesëm e kanë përmbyllur nëpërmjet programeve 2-vjeçare

ose 3-vjeçare të shkollës së mesme. Për këtë arsye mesatarja e viteve

të tyre të arsimit rezulton nën 12 vitet e arsimit të mesëm që është

standardi aktual.

427 të tjerët janë me arsim të lartë (kategoria AL), dhe mesatarja e viteve të

tyre të arsimimit është 15.95

Ndërsa për rezultatin e mësipërm vlen të sqarohet se kategoria AL e

kampionit përfshin një spekter relativisht të gjerë individësh, duke

filluar nga ata që janë diplomuar në programe 2-vjeçare ose 3-

vjeçare të arsimit të lartë, deri tek ata të cilët mund të kenë mbaruar

dhe programe specializimi pas-universitar pas arsimit të lartë

standard. Kjo është arsyeja pse mesatarja e viteve të tyre të arsimit

rezulton pothuaj një vit më e lartë se periudha standarde aktuale e

nevojshme për përfundimin e arsimit të lartë prej 15 vitësh.

Në bazë të këtyre të dhënave, përdorim modelin për të kryer llogaritjet e

nevojshme. Përllogaritjet në lidhje me seksin dhe vendndodhjen e vendit të punës i

kryejme duke futur në këto dy variabla përqindjet përkatëse [1] për praninë e meshkujve

në kampion dhe [2] për praninë e individëve të kampionit që punojnë përkatësisht në

zonat bregdetare, qendrore dhe malore të vendit. Këtë e bëjmë pasi për hipotezën nën

shqyrtim na intereson një shifër mesatare e të ardhurave të punonjësit, pavarësisht seksit

dhe vendndodhjes së tij.

E gjithë kjo analizë do të kryehet në bazë të moshës së punonjësit. Shprehur

ndryshe, nëpërmjet të njehsimeve tona kërkojmë të identifikojmë të ardhurat periodike

mesatare të secilës prej dy kategorive të punonjësve, bazuar mbi moshën e punonjësit.

Në strukturën e modelit nuk përfshihet mosha e punonjësit, por përfshihen vitet, si të

eksperiencës së tij të punës ashtu dhe të tenurës (kohë-qëndrimit të punonjësit me

punëdhënësin e tij aktual). Të dhënat për variablat e edukimit, eksperiencës në punë,

dhe tenurës së të intervistuarve i kemi nga vrojtimet. Megjithatë, duhet të mbajmë

parasysh faktin se një kampion – si ky i yni i përbëre prej vetëm 855 vrojtimesh – nuk

mund të jetë përfaqësues për gjithë popullatën përsa u përket vlerave mesatare të

periudhave (në vite) të:

1. eksperiencës në punë të individit të vrojtuar;

2. tenurës së tij me punëdhënësin aktual

Nëse, për shembull, në kampionin tonë do të rezultonte që tërësia e punonjësve

të moshës 36 vjeç llogaritet të ketë një eksperiencë pune mesatare prej 11 vitësh dhe

një tenurë mesatare prej 9 vitesh, ndërkohë që tërësia e punonjësve një vit më të rritur

(37 vjeç) rezulton me një eksperiencë mesatare pune prej 10 vitesh dhe një tenurë

mesatare prej 5 vitesh, vetkuptohet që jo nevojshmërisht e gjthë popullata e punonjësve

të këtyre moshave në Shqipëri duhet të marrë këto vlera. Përkundrazi, logjika të çon në

81

arsyetimin se kampioni ynë, në ndryshim nga çka mund t’i ofrojnë shanset statistikore,

ka qëlluar i tillë që, brenda tij, nga një vit-moshë ‘x’ në vit-moshën pasrendëse ‘x+1’,

si eksperienca dhe tenura të pësojnë ulje në vlera mesatare. Kjo dukuri nuk ka si të jetë

përfaqësuese për gjithë popullatën, ndaj për studimin tonë do të na nevojitej një

instrument i pikasjes së vijave të prirjes për vlerat e vrojtuara të çdo vit-moshe, si për

eksperiencën e punës ashtu dhe për tenurën e punonjësit. Do të nevojiteshin gjithashtu

dhe vlerat e parashikuara të eksperiencës në punë dhe tenurës për çdo vit-moshë që i

korrespondojnë këtyre vijave të prirjes, vlera të cilat do të na shërbejnë për njehsimet

në hipotezën tonë.

Për seri të dhënash të disponueshme, këtë procedurë mund ta realizojë lehtësisht

dhe saktësisht çdo program kompiuterik ‘spreadsheets’. Më poshtë paraqiten grafikët

dy kategorive të kampionit tonë – individëve me arsim të mesëm (AM) dhe atyre me

arsim të lartë (AL) – me vlerat e vrojtimeve respektive të çdo vit-moshe, për eksperien-

cën e punës dhe tenurën. Këta grafikë janë gjeneruar nëpërmjet të dhënave të siguruara

drejtpërsëdrejti nga vrojtimet. Në secilin prej tyre, çdo pikë blu (e cila shënon vlerën

mesatare të viteve të eksperiencës së punës për një vit-moshë të caktuar) korrespondon

vertikalisht me një pikë të kuqe (e cila shënon vlerën mesatare të viteve të tenurës me

punëdhënësin aktual të të intervistuarve të një vit-moshe të caktuar). Dy veçanti

evidentohen lehtësisht nga grafikët e mësipërm:

1. Mesataret e vlerave të vrojtuara të eksperiencës së punës paraqesin një rritje

të përshkallëzuar lineare tepër të rregullt, dhe që të gjitha lokalizohen pak a

shumë mbi gjurmën e vijës së prirjes së eksperiencës së punës;

Kjo vetkuptohet dhe është e pritshme, pasi eksperienca e punës për një

punonjës përgjithësisht fillon menjëherë pas periudhës së shkollimit.

Edhe në rastet kur punonjësi i ardhshëm has vështirësi për sistemimin e

tij në punë pas shkollimit, në terma mesatarë periudhat e papunësisë janë

relativisht të shkurtra, dhe nuk shkojnë përtej një viti.

Figura 15: Vijat e prirjes së eksperiencës dhe tenurës për punonjësit me arsim të mesëm

82

Diçka e ndryshme vihet re me mesataret e vlerave të vrojtuara të tenurës

së punonjësit me punëdhënësin aktual. Këto vlera janë tepër të

luhatshme pasi, për punonjës të ndryshëm në kushte të ndryshme

punësimi dhe karriere, tenura me punëdhënësin aktual është tepër e

ndryshme. Për këtë arsye në të dy grafikët vërehet që shumë pak

mesatare të vlerave të vrojtuara të tenurës së punonjësve lokalizohen

saktësisht mbi gjurmën e vijës së prirjes së tenurës.

2. Vijat e prirjeve të tenurës me punëdhënësin aktual tregojnë që në fund të

karrierës profesionale, rreth moshës 63-64 vjeç, tenura me punëdhënësin

aktual rezulton rreth 4 vjet më e lartë për punonjësit me arsim të lartë,

pavarësisht se eksperienca në punë qëndron në mënyrë konstante rreth 4 vjet

më e lartë për punonjësit me arsim të mesëm;

Ky fakt dëshmon qartësisht se arsimi i lartë i siguron punonjësit një nivel

superior qëndrueshmërie në vendin e punës. Nga ana tjetër, punonjësit

me arsim të mesëm, përgjithësisht, e kanë më të vështirë ta mbajnë

vendin e punës, i kanë më të shpeshta spostimet nga njëri vend pune në

tjetrin, rrjedhimisht dhe periudha e tenurës së tyre me punëdhënësin

aktual rezulton më e shkurtër.

Në faqen pasuese paraqitet një ekstrakt i punës së autorit me llogaritjet e vlerave

– për çdo vit-moshë – të vijave të prirjes së [1] eksperiencës së punës dhe [2] tenurës

me punëdhënësin aktual, për secilën nga kategoritë e arsimimit, AM dhe AL (pjesa e

djathtë e tabelës), bazuar mbi të dhënat e vrojtimeve faktike të siguruara nga pyetësorët

(pjesa e majtë e tabelës). Vlen të përmendet se grafikët e faqes pararendëse janë

gjeneruar pikërisht nga të dhënat e paraqitura në ekstraktin e faqes pasuese. Në këtë

ekstrakt, në pjesen e djathtë vihet re qartë njëtrajtshmëria e progresionit të vlerave me

rritjen e njëpasnjëshme të viteve të moshës për të dyja kategoritë e arsimit, qoftë për

eksperiencën e punës, qoftë për tenurën me punëdhënësin aktual, ndërkohë që në pjesën

e majtë, për shkak të kazualitetit të përgjigjeve të marra nga pyetësorët, njëtrajtshmëria

e progresionit të vlerave paraqitet më sporadike, dhe pothuaj aspak e pranishme

Figura 16: Vijat e prirjes së eksperiencës dhe tenurës për punonjësit me arsim të lartë

83

veçanërisht në kolonat e tenurës me punëdhënësin aktual, për të dyja kategoritë e

arsimimit. (Vlen të theksohet se prirjet e periudhave të eksperiencës dhe tenurës për

secilën nga kategoritë e arsimimit të të intervistuarve janë llogaritur bazuar mbi vlerat

– e siguruara në mënyrë direkte nga vrojtimet – në të majtë të tabelës.)

Tabela 7: Ekstrakt i llogaritjeve për ndërtimin e grafikëve të vijave të prirjes (figurat 15 dhe 16)

Përllogaritjet e mësipërme të prirjeve janë parashikime të peiudhave mesatare

(në vite) të: [1] eksperiencës së punës dhe [2] tenurës së individit me punëdhënësin

aktual – ekskluzivisht të bazuara në vrojtimet e kampionit tonë. Këta dy komponentë,

së bashku me [3] edukimin formal, [4] orët e punës në jave, [5] të dhënat mbi përqindjen

e meshkujve dhe femrave, si dhe të dhënat mbi përqindjen e individëve që punojnë në

katër zonat e përcaktuara gjeografike të vendit – [6] zona bregdetare (ZB), [7] qendrore

(ZQ), [8] malore (ZM) dhe Tirana urbane (TR). Ato na mundësojnë zbatimin e modelit

sipas specifikimeve që kërkojmë.

Vlen të ri-sjellim në vëmendje se për testimin e hipotezës H11, modelin (3.1) e

përdorim në mënyrë specifike për secilën nga kategoritë e marra në shqyrtim – veçmas

për kategorinë AM dhe veçmas për kategorinë AL të kampionit.

Specifikimi i modelit për kategorinë AM të kampionit rezultoi struktura e

ekuacionit të mëposhtëm (3.4), ndërsa për kategorinë AL të kampionit rezultoi struktura

e atij (3.5).

(3.4) LnYAM = 7.4154 + 0.0821(11.88) + 0.0142(**Eks) – 0.0003(**Eks2) +

+ 0.0042(**Ten) – 0.0287(43.4) + 0.1388(0.605) –

– 0.0868(0.284) – 0.1545(0.349) – 0.1298(0.153)

(3.5) LnYAL = 7.4154 + 0.0821(15.95) + 0.0142(**Eks) – 0.0003(**Eks2) +

+ 0.0042(**Ten) – 0.0287(43.4) + 0.1388(0.605) –

– 0.0868(0.284) – 0.1545(0.349) – 0.1298(0.153)

**Variablat Eks, Eks2 dhe Ten u llogaritën në bazë të matjeve

specifike për moshën e individit, vit pas viti

84

Për kategorinë AM modeli u zbatua 48 herë – nga një herë për secilin vit që

punonjësi me arsim të mesëm është në marrëdhënie pune nga mosha 17.61 vjeç (mosha

mesatare kur ai përfundon arsimin e mesëm dhe hyn në tregun e punës) deri në moshën

63 vjeç (mosha mesatare e daljes në pension). Për kategorinë AL modeli u zbatua 43

herë – sërish, nga një herë për secilin vit që punonjësi me arsim të lartë është në

marrëdhenie pune nga mosha 21.59 vjeç (mosha mesatare kur ai përfundon arsimin e

larte dhe hyn në tregun e punës) deri në moshën 63 vjeç kur ai del në pension. Rezultatet

e matjeve të të ardhurave mesatare mujore për secilin vit moshë, për të dyja kategoritë

e të intervistuarve, si dhe diferenca në vlerën e të ardhurave ndërmjet kategorive,

paraqiten grafikisht në diagramat më poshtë:

Figura 17: Krahasimi në kohë i niveleve të të ardhurave mujore për të dyja kategoritë e arsimimit

Figura 18: Diferenca në kohë misdis të ardhurave mujore të të dyja kategorive të arsimimit

Në bazë të përdormit të modelit tonë sipas specifikimeve (3.4) dhe (3.5), vlerat

e njehsuara të të ardhurave mesatare orare dhe atyre mujore për secilin vit-moshë, për

të dyja kategoritë e të intervistuarve, si dhe diferenca në përqindje e të ardhurave

ndërmjet kategorive, renditen në tabelën në faqen pasuese. Siç evidentohet edhe në fund

të kësaj tabele:

1. për kategorinë AM – punonjësit me arsim të mesëm – për të gjitha vit-moshat

e jetës produktive të një punonjësi në tregun shqiptar të punës, me kompensimet

e vitit 2015, të ardhurat mesatare orare rezultojnë 146.27 lekë / orë, dhe

përkthehen në të ardhura mesatare mujore prej 27`601.42 lekësh / muaj;

85

(ne %) (ne vlere)

Mosha Kateg. AM Kateg. AL Kateg. AM Kateg. AL

17.61 126.29 23,830.58

18 126.57 23,884.05

19 127.70 24,096.77

20 129.57 24,449.72

21 131.39 24,793.91

21.59 132.44 174.72 24,992.63 32,970.91 31.92% 7,978.28

22 133.17 179.94 25,128.78 33,954.62 35.12% 8,825.84

23 134.89 181.20 25,453.85 34,193.53 34.34% 8,739.69

24 136.56 183.00 25,768.62 34,531.89 34.01% 8,763.27

25 138.17 185.55 26,072.61 35,013.30 34.29% 8,940.70

26 139.72 188.03 26,365.35 35,482.25 34.58% 9,116.90

27 141.21 190.45 26,646.39 35,938.78 34.87% 9,292.39

28 142.63 192.79 26,915.28 36,379.97 35.16% 9,464.69

29 143.99 195.05 27,171.58 36,807.41 35.46% 9,635.82

30 145.28 197.21 27,414.92 37,215.05 35.75% 9,800.13

31 146.50 199.34 27,644.86 37,616.23 36.07% 9,971.36

32 147.64 201.36 27,861.06 37,996.44 36.38% 10,135.38

33 148.72 203.28 28,063.16 38,359.72 36.69% 10,296.56

34 149.71 205.11 28,250.85 38,705.52 37.01% 10,454.67

35 150.63 206.85 28,423.78 39,033.29 37.33% 10,609.51

36 151.46 208.48 28,581.68 39,341.06 37.64% 10,759.38

37 152.22 210.03 28,724.31 39,632.76 37.98% 10,908.45

38 152.89 211.46 28,851.40 39,903.54 38.31% 11,052.14

39 153.48 212.79 28,962.76 40,154.41 38.64% 11,191.65

40 153.99 214.01 29,058.20 40,385.01 38.98% 11,326.80

41 154.41 215.13 29,137.57 40,594.94 39.32% 11,457.37

42 154.74 216.13 29,200.71 40,783.89 39.67% 11,583.18

43 154.99 217.02 29,247.54 40,951.53 40.02% 11,704.00

44 155.15 217.79 29,277.97 41,097.61 40.37% 11,819.63

45 155.23 218.45 29,291.94 41,221.89 40.73% 11,929.95

46 155.21 218.99 29,289.44 41,324.18 41.09% 12,034.75

47 155.11 219.41 29,270.46 41,404.31 41.45% 12,133.84

48 154.93 219.72 29,235.06 41,462.12 41.82% 12,227.05

49 154.65 219.91 29,183.27 41,497.56 42.20% 12,314.29

50 154.29 219.98 29,115.19 41,510.55 42.57% 12,395.36

51 153.84 219.93 29,030.93 41,501.08 42.95% 12,470.15

52 153.31 219.76 28,930.65 41,469.15 43.34% 12,538.50

53 152.70 219.47 28,814.49 41,414.81 43.73% 12,600.32

54 152.00 219.06 28,682.66 41,338.17 44.12% 12,655.51

55 151.22 218.54 28,535.38 41,239.36 44.52% 12,703.98

56 150.36 217.90 28,372.89 41,118.50 44.92% 12,745.62

57 149.42 217.14 28,195.45 40,975.80 45.33% 12,780.35

58 148.40 216.27 28,003.37 40,811.51 45.74% 12,808.14

59 147.31 215.29 27,796.94 40,625.87 46.15% 12,828.94

60 146.14 214.19 27,576.52 40,419.20 46.57% 12,842.68

61 144.90 212.99 27,342.47 40,191.85 46.99% 12,849.38

62 143.59 211.68 27,095.17 39,944.10 47.42% 12,848.93

63 142.21 210.26 26,835.00 39,676.41 47.85% 12,841.41

146.27 207.81 27,601.42 39,213.72 42.07% 11,218.07

Paga orare Paga mujore

Mesatarja:

Diferenca

Figura 19:

Shifrat

janë të

shprehura

të gjitha në

lekë

86

2. për kategorinë AL – punonjësit me arsim të lartë – për të gjitha moshat e

jetës produktive te një punonjësi në tregun shqiptar të punës, me

kompensimet e vitit 2015, të ardhurat mesatare orare rezultojnë 207.81 lekë

/ orë, dhe përkthehen në të ardhura mesatare mujore prej 39`213.72 lekësh /

muaj.

Në bazë të këtyre të dhënave llogarisim dhe përqindjen e premiumit të të

ardhurave mesatare mujore të gëzuara nga punonjësi me arsim të lartë, të cilat

rezultojnë në shifrën 11`218.07 lekë në vlerë, dhe 42.07% në përqindje. Kjo përqindje

rezulton më e lartë se 2/5-at (42.07% > 40%) e të ardhurave mesatare mujore për

punonjësin me arsim të mesëm. Edhe në testin pilot, pavarasisht një diference deri diku

të spikatur në rezultatet e të ardhurave periodike krahasuar me rezultatet që kemi marrë

nga testimi i kësaj hipoteze, premiumi në të ardhura periodike i gëzuar nga punonjësi

me arsim të lartë rezultoi në masën 42.44%; praktikisht i njëjtë. Në bazë të këtij

rezultati, hedhim poshtë H01 dhe pranojmë se hipoteza alternative H11 është e vërtetë.

4.1.2: Testimi i hipotezës H12:

Duhet theksuar se kjo është hipoteza më e rëndësishme e studimit. Testimi i saj dhe

rezultatet eventuale konsiderohen prej autorit qëllimi thelbësor i ndërmarrjes së kësaj

pune kërkimore. Nëpërmjet shifrave të siguruara për analizimin e kësaj hipoteze, arrihet

të kuptohet nëse investimi që bën individi në arsimin e lartë e justifikon vetveten.

Çështja e kthimit nga investimi në arsimin e lartë është trajtuar për dekada me radhe

nga shumë studiues të ekonomisë në mbarë botën. Normat e kthimit nga ky investim,

për shumë vende (sidomos një pjesë të konsiderueshme të vendeve në zhvillim), janë

inkurajuese. Por literatura e hulumtimeve shkencore ekonomike në Shqipëri, të paktën

deri tani, e ka lënë në hije këtë fushë kërkimi. Në bazë të marrjes së rezultateve për

testimin e kësaj hipoteze, Kreu VI i kësaj pune kerkimore organizohet i tillë që të

mundësojë një krahasim ndërmjet të dhenave të interpretuara nga ky kampion i fuqisë

punëtore shqiptare, dhe atyre të marra nga vende të tjera.

Hipoteza H12 cilëson:

Për punonjësin shqiptar me punë në Shqipëri, përvetësimi i suksesshëm i një

diplome të arsimit të lartë të nivelit të parë (BA) mundëson, gjatë gjithë

karrierës së punës deri në daljen në pension, një nivel mesatar të të

ardhurave totale të siguruara së paku 15% më të lartë krahasuar me

punonjësin shqiptar me punë në Shqipëri me nivel arsimimi të shkollës së

mesme.

Hipoteza null H02 cilëson të kundërtën.

H02:

Për punonjësin shqiptar me punë në Shqipëri, përvetësimi i suksesshëm i një

diplome të arsimit të lartë të nivelit të parë (BA) mundëson, gjatë gjithë

karrierës së punës deri në daljen në pension, një nivel mesatar të të

ardhurave totale të siguruara nën 15%, krahasimisht me punonjësin shqiptar

me punë në Shqipëri me nivel arsimimi të shkollës së mesme.

Shtrohet pyetja: pse është marrë pikërisht vlera 15% si pikë referimi për ngritjen

e kësaj hipoteze? Duhej që natyrisht të merrnm në konsideratë literaturën ekzistuese të

huaj mbi subjektin e krahasimeve të të ardhurave. Mund të kishim marrë shumë mirë

87

për bazë koston e kapitalit33 e cila tipikisht luhatet në nivelin 6-7% (Damodaran, 2013),

por një nivel i tillë referimi do të ishte lehtësisht i perceprueshëm si i ulët, dhe në këtë

rast vërtetësia e H12 do të ishte kaq evidente saqë testimi i saj do ta humbiste efektin

‘gjetje’. Sipas Abel & Deitz (2014, p. 7) kthimi nga investimi në shkollimin e lartë

rezulton 15% në të ardhura totale nga pagat për punonjësin amerikan. Nëpërmjet

ngritjes së kësaj hipoteze kërkohet të testohet a do të rezultojë më i ulët apo më i lartë

kthimi nga investimi në shkollimin e lartë për punonjësin shqiptar.

Për shqyrtimin e kësaj hipoteze duhet që fillimisht, për të dyja kategoritë e

individëve të vrojtuar, të njehsohet një mesatare e të ardhurave nga fillimi i karrierës së

punës deri në moshën e pensionit. Duke qenë se, nëpërmjet rezultateve të arritura për

shqyrtimin e hipotezës H11, arritëm të njehsojmë të ardhurat mesatare mujore të çdo

vit-moshe për kategoritë AM dhe AL të kampionit, e kemi të thjeshtë të llogarisim një

shifër të përgjithshme të të ardhurave totale për punonjësin tipik të secilës prej dy

kategorive. Duke shumëzuar me 12 (nr. i muajve në një vit) secilën prej shifrave në

kolonën e të ardhurave mujore, përkatësisht për kategorinë AM dhe AL në figurën 3.6,

përfitojme vlerat e të ardhurave totale:

15`916`057.56 lekë gjithsej, për punonjësin tipik me arsim të mesëm

19`831`744.11 lekë gjithsej, për punonjësin tipik me arsim të lartë

Analiza vazhdon më tej, pasi duhen llogaritur kostot për kategorinë AL, si dhe

të ardhurat mujore të humbura për shkak të periudhës së papunësisë, për të dyja

kategoritë.

Duhet vënë re se llogaritja e të ardhurave për punonjësin me arsim të lartë fillon

në moshën 21.59 vjeç, pikërisht kur, mesatarisht, të intervistuarit e kategorisë AL të

kampionit përfundojnë studimet e larta dhe hyjnë në tregun e punës. (Deri në këtë

moshë – 21.59 vjeç – vlen të përmendet që, ndërkohë, punonjësi tipik i kategorisë AM

ka rrëth 4 vjët që merr pjesë në tregun e punës dhe kompensohet periodikisht.)

Rezultatet tregojnë se nga 21.59 vjeç deri në 63 vjeç kur punonjësi me arsim të lartë ka

– sipas vrojtimeve – moshën mesatare të pensionit, ai ka grumbulluar gjithsej

19`831`744.11 lekë. Rikujtojmë se brenda kësaj shifre llogaritet dhe humbja e tij në

kosto oportune, që janë të ardhurat të cilat ai do të siguronte nga përfshirja në tregun e

punës gjatë peridhës kohore të kryerjes së arsimit të lartë.

Megjithatë, humbja në kosto financiare nuk është llogaritur ende. Shifra e kësaj

humbjeje mund të llogaritet për të gjitha vrojtimet në bazë të disa pyetjeve në pyetësor.

Këto pyetje lidhen me shpenzimin e përvitshëm mesatar të regjistrimit në shkollë të

lartë (dhe trajnim pasuniversitar, nëse është kryer), me shpenzimet mesatare mujore për

të përballuar jetën studentore, dhe me periudhën e viteve të shpenzuara për kryerjen e

shkollës së lartë (dhe trajnimit pasuniversitar, nëse është kryer). Në pyetësor është

specifikuar qartë çfarë klasifikohen si shpenzime për përballimin e jetës studentore. Aty

hyjnë kostot për tekstet akademike, mjetet mësimore, printime apo fotokopje

leksionesh, dhe kostot e udhëtimit për në fakultet si biletat/abonimi për transport urban

apo ndërqytetas, karburanti për mjetin individual të transportit, etj.

33 Kosto e kapitalit quhet shpenzimi me afat të përcaktuar që një aktivitet sipërmarrës duhet të përballojë

në mënyrë që të paguajë në mënyrë periodike dhe plotësisht interesat e kredive dhe/apo të sigurojë

kthimin e pritshëm nga investimi për kapitalin financiar që ka huazuar për të themeluar aktivitetin dhe

operuar në mënyrë rentabël.

88

Autori ka evituar përfshirjen në këto llogari të kostove për qira/konvikt, kostove

të vakteve të ushqimit, apo kostove të tjera që nuk lidhen me aktivitetin studentor. Kjo

për shkak se këto kosto – që shpesh studiuesit i lidhin drejtpërsëdrejti me jetën

studentore – në fakt, nuk janë kosto të aktivitetit studentor (Abel & Deitz, 2014, p. 4),

pasi në një formë apo një tjetër ato shlyhen nga gjithsecili në shoqëri, pavarësisht nëse

është student apo jo.

Pra, në bazë të të dhënave lidhur me kostot financiare studentore të

grumbulluara nga pyetësorët, mund të llogaritet një shifër totale kostoje e gjithë

periudhës kohore studentore për secilin vrojtim të kategorisë AL në kampion. Të gjitha

këto shifra u rillogaritën për efektin e inflacionit në bazë të indeksit shqiptar të çmimeve

të konsumit duke përdorur vitin 2015 si vit bazë,34 u mblodhën, dhe u pjestuan për

numrin e vrojtimeve. Për një periudhë mesatare prej 3.98 vitesh të nevojshme për

kryerjen e arsimit të lartë, mesatarja e kostove financiare studentore për kategorinë AL

rezultoi 991`490.39 lekë.

Analiza vijon me njehsimin e të ardhurave mujore të humbura si pasojë e

papunësisë, për të dyja kategoritë. Pyetësori përmban një pyetje e cila i kërkon të

intervistuarit të përcaktojë në vite dhe muaj sa kohë ai ka qëndruar pa punë që nga

mbarimi e studimeve deri në momentin e intervistimit. Megjithatë mbetet e paqartë se

në ç’hark kohor të jetës së tij produktive secili i intervistuar ka mbetur i papunë. Për

këtë arsye, për të njehsuar të ardhurat mujore të humbura si pasojë e papunësisë, është

përdorur vlera e njehsuar e pagës mesatare mujore dhe është shumëzuar me numrin e

muajve të papunësisë për secilën kategori. Nga vrojtimet, periudha mesatare e

papunësisë për secilën kategori rezultoi si më poshtë:

21.35 muaj për të intervistuarin me arsim të mesëm

19.75 muaj për të intervistuarin me arsim të lartë

Duke qenë se mesataret e të ardhurave mujore për secilën kategori i kemi të

njehsuara, bëjmë veprimet siç vijon:

21.35 ∗ 27`602.03 = 589`308.25 lekë humbasin mesatarisht nga papunësia

punonjësit me arsim të mesëm

19.75 ∗ 39`213.72 = 774`471.03 lekë humbasin mesatarisht nga papunësia

punonjësit me arsim të lartë

Kryejmë njehsimet përmbyllëse:

Kategoria AM Kategoria AL

Të ardhura mujore të siguruara gjatë gjithë jetës

produktive (lekë): 15`922`181.32 19`794`845.58

( – ) Kosto financiare: – 991`490.39

( – ) Humbje financiare si pasojë e papunësisë: 589`308.25 774`471.03

( = ) Totali:

Në përqindje:

15`326`749.31

100%

18`065`782.70

117.87%

Tabela 8: Njehsimet për pikasjen e diferencës në totalin e të ardhurave periodike midis kategorive AM dhe AL

Siç shihet nga veprimet, të ardhurat totale të siguruara në tregun i punës gjatë

gjithë jetës produktive nga punonjësit me arsim të lartë rezultojnë 17.87% më të larta

sesa të ardhurat totale të siguruara në tregun e punës nga punonjësit me arsim të mesëm.

34 Të dhënat e indeksit të cmimeve të konsumit janë siguruar nëpërmjet të INSTAT.

89

Të llogaritura në vlerë, këto të ardhura rezultojnë 2`739`033.39 lekë më shumë për

punonjësit me arsim të lartë, krahasuar me punonjësit me arsim të mesëm.

Duhet përmendur se këto rezultate u nxorrën edhe me të dhënat e testit pilot.

Rezultatet e testit pilot për të ardhurat totale (për të dyja kategoritë), respektivisht

krahasuar me ato të nxjerra në totalin e tabelës së mësipërme, rezultuan afërsisht

800`000 lekë më të larta. Sidoqoftë edhe testi pilot nxorri një diferencë tepër të përafërt

me të mësipërmen sa i përket asaj të të ardhurave totale mesatare midis punonjësve të

të dyja kategorive; 17.22%, vlerë e cila mund të konsiderohet pak-a-shumë e njëjta.

Në bazë të këtyre njehsimeve hedhim poshtë H02, dhe pranojmë se hipoteza

alternative H12 është e vërtetë.

4.1.3: Testimi i hipotezës H13:

Kjo hipotezë duhet kuptuar si një hallkë pasuese e H12. Qëllimi i autorit ka qenë

që nëpërmjet të ngritjes së saj të krijohet një gjykim sa më objektiv në lidhje me kohën

që do t’i nevojitet një të riu shqiptar për të rekuperuar ato kosto (financiare dhe

oportune) që i janë dashur (apo mund t’i duhen) të pësojë për të kryer dhe përmbyllur

suksesshëm arsimin e lartë. Shprehur ndryshe, kërkohet të llogaritet koha mesatare e

nevojshme për të arritur atë çka rëndom njihet në leksikun ekonomik si pika e

rentabilitetit.

Hipoteza H13 cilëson:

Punonjësi shqiptar me punë në Shqipëri që ka përvetësuar suksesshëm një

diplomë të arsimit të lartë të nivelit të parë (BA), e arrin rentabilitetin e

investimit të tij në arsimin e lartë pas jo më pak se 15 vjetësh.

Hipoteza null H03 cilëson të kundërtën.

H03:

Punonjësit shqiptar me punë në Shqipëri që ka përvetësuar suksesshëm një

diplomë të arsimit të lartë të nivelit të parë (BA), i nevojitet më pak se 15

vjet për të arritur rentabilitetin e investimit të tij në arsimin e lartë.

Përqasja ndaj kësaj hipoteze nevojitet të jetë e tillë që të kuptohet në cilin

moment kohor gjatë jetës së tij produktive, punonjësi me arsim të lartë barazon totalin

e të ardhurave mujore të siguruara nga punonjësi me arsim të mesëm.

Në këtë pikë ndoshta do të nevojitej një rifreskim i konceptit të kostos oportune.

Nga perspektiva e zgjedhjeve të jetës që bën një student, koha gjatë së cilës kryet arsimi

i lartë mund të ishte shfrytëzuar ndryshe dhe në një mënyrë financiarisht më të

leverdisshme, duke punuar. Nëse supozojmë se një student studjon për 3 vjet, ky hark

kohor alternativisht do të kish mundësuar rreth 36 paga mujore, kuptohet me nivel

mesatar page të punonjësit me arsim të mesëm. Krahas kësaj, nëse studenti do të kish

zgjedhë të ishte pjesë e fuqisë punëtore, atij nuk do t’i duhej të shpenzonte para për

jetën dhe aktivitetin studentor.

Me të dhënat që kemi dhe njehsimet që kemi bërë deri në fazën aktuale të

kërkimit, kemi mundësi llogarisim kohën që i nevojitet një punonjësi me arsim të lartë

për të shlyer kostot mesatare – financiare dhe oportune – të të përvetësuarit të një

diplome te nivelit të parë.

90

1. Kostoja oportune: Duke qenë se, sipas njehsimeve, të intervistuarve të

kategorisë AL në kampion u janë nevojitur mesatarisht 3.98 vite për të

përmbyllur suksesshëm studimet e tyre të larta, duhet specifikuar fillimisht

kostoja oportune e këtyre 3.98 viteve. Për këtë, llogaritëm një total të të

ardhurave mesatare mujore të siguruara nga një punonjës i kategorisë AM

të kampionit nga mosha 17.61 vjeç, kur ai hyn në tregun e punës, deri në

moshën 21.59 kur punonjësi me arsim të lartë hyn në tregun e punës. Ky

total rezultoi 1`137`082.94 lekë. Pikërisht kjo është kostoja që duhet të

filloje të shlyejë punonjësi me arsim të lartë nga momenti që hyn në punë.

2. Kostoja financiare: Shifra e mësiperme nuk është e vetmja kosto që duhet

rekuperuar nga punonjësi me arsim të lartë, pasi, siç e kemi shtjelluar dhe

më lart, duhen shtuar në llogari dhe shpenzimet që ai ka patur gjatë jetës

studentore (që lidhen drejtpërsëdrejti me studimet), e cila mesatarisht është

3.98 vite. Këtë kosto e kemi llogaritur më sipër, për testimin e H12; ajo

rezultoi 991`490.39 lekë.

Totali i të dyja këtyre kostove është 2`128`573.33 lekë.

Tani që kemi një shifër mesatare të kostos totale të kryerjes dhe përfundimit të

suksesshëm të arsimit të lartë, mund të provojmë të llogarisim sa kohë i nevojitet

punonjësit me arsim të lartë për ta shlyer atë, nga momenti që hyn në tregun e punës.

Për këtë, duhet llogaritur – muaj për muaj – premiumi i të ardhurave mujore që gëzon

punonjësi me arsim të lartë, mbi pagën e punonjësit me arsim të mesëm, duke filluar

nga mosha 21.59 vjeç e në vijim. Duke qenë se të ardhurat mujore mesatare, vit pas

viti, për të dyja kategoritë i kemi njehsuar, bëjmë një mbledhje të diferencave të tyre

duke filluar nga mosha 21.59 vjeç, deri sa të arrijmë vlerën e synuar prej 2`128`573.33

lekë. Rezultatet tregojnë se me pagat që punonjësi me arsim të lartë përfiton gjatë

periudhës fillestare të karrierës së tij në tregun e punës, ai e arrin pikën e rentabilitetit

– pra, arrin ta shlyejë koston prej 2`128`573.33 lekë – në muajin e 216-të të aktivitetit

të tij në tregun e punës. Kjo periudhë kohore është e barabartë me 18 vite.

Nuk duhet harruar, ama, që nga perspektiva e punonjësit me arsim të mesëm, i

cili mesataren e moshës së përfshirjes në tregun e punës e ka 17.61 vjeç, punonjësit me

arsim të lartë të nivelit BA do t’i duhen:

21.59 – 17.61 = 3.98 vite shkollim (mesatarisht)

3.98 vite shkollim + 18 vite punë = 21.98 vite

... 21.98 vite për të arritur (dhe eventualisht kaluar) totalin e të ardhurave periodike të

përfituara nga ai deri në atë moshë. Në këtë kohë, bazuar në vrojtimet e kampionit,

mesatarja e moshës së punonjësit me arsim të lartë është 40 vjeç – gjithnjë nëse

supozohet se hyn në tregun e punës në moshën 21.59 vjeç, menjëherë pasi përfundon

arsimin e lartë. Shifrat që rezultojnë nga këto njehsime hedhin poshtë H03, ndaj

hipoteza alternative H13 pranohet si e vërtetë.

4.1.4: Testimi i hipotezës H14:

Kjo është një hipotezë që kërkon të evidentojë nëse ekziston një diferencim në

të ardhura periodike në tregun shqiptar të punës midis individëve që punojnë në zonën

urbane të kryeqytetit dhe atyre që punojnë në qytete apo qyteza të tjera të Republikës

së Shqipërisë. Duke qenë se numri i vrojtimeve të kampionit ishte i papërshtatshëm për

të realizuar një studim të mirëfilltë të disparitetit të të ardhurave të siguruara në Tiranën

urbane, krahasuar me një numër qytetesh të mëdha të vendit si Durrësi, Elbasani, Korça,

91

Shkodra, Vlora, etj., u pa e arsyeshme që shtrirja gjeografike nga e cila janë marrë

vrojtimet të diferencohej sipas 4 ndarjeve:

1. ZB – zonat bregdetare (qytetet / qytezat në, dhe në afërsi të, bregdetit)

Delvinë, Durrës, Shijak, Fier, Kavajë, Laç, Lezhë, Lushnjë, Vlorë,

Sarandë

2. ZQ – zonave qendrore (qytetet / qytezat në qendër dhe në ultësirat e vendit)

Berat, Elbasan, Gramsh, Kuçovë, Librazhd, Mallakastër, Mirditë, Peqin,

Përmet, Shkodër, Tepelenë, rrethinat jashtë Tiranës urbane.

3. ZM – zonave malore (qytetet / qytezat në relievet e ngritura dhe malet e

vendit)

Bulqizë, Dibër, Has, Kukës, Tropojë, Devoll, Gjirokastër, Kolonjë,

Korçë, Krujë, Malësi e Madhe, Mat, Pogradec, Pukë, Skrapar.

4. TR – Tiranës (shtrirjen gjeografike që mbulon Tirana urbane)

Tirana, sipas mbulimit të bashkisë së saj me ndarjen administrative të

vjetër.

Hipoteza H14 cilëson:

Punonjësit shqiptarë më punë në Tiranë sigurojnë të ardhura periodike së

paku 1/10-ën më të larta se punonjësit shqiptarë me punë në zonat e tjera

urbane dhe gjysmë-urbane të Shqipërisë (zonat urbane dhe gjysmë-urbane

[1] bregdetare, [2] qendrore, dhe [3] malore të vendit).

Hipoteza null H04 cilëson të kundërtën.

H04:

Punonjësit shqiptarë me punë në Tiranë sigurojnë të ardhura periodike me

një diferencë më të ulët se 1/10-a e pagave të punonjësve shqiptarë me punë

në zonat e tjera urbane dhe gjysmë-urbane të Shqipërisë (zonat urbane dhe

gjysmë-urbane [1] bregdetare, [2] qendrore, dhe [3] malore të vendit).

Duke qenë se modeli ynë ekonometrik është ndërtuar i tillë që të raportojë për

diferencime të mundshme page midis këtyre katër ndarjeve të vendit, nëse ekzistojnë,

kemi mundësinë ta përdorim drejtpërsëdrejti për të dalë me konkluzionet që kërkojmë.

Rikujtojmë dhe një herë formën fillestare të modelit – ekuacionin (3.2):

LnY = 7.4154 + 0.0821Ed + 0.0142Eks – 0.0003Eks2 + 0.0042Ten –

. – 0.0287Orë/jv + 0.1388Sex – 0.0868ZB – 0.1545ZQ –

– 0.1298ZM +

Për të kryer matjet, do të na nevojiten fillimisht vlerat mesatare të variablave

shpjegues Ed, Eks, Ten, Orë/jv dhe Sex, vlera të cilat i sigurojmë nëpërmjet të të

dhënave të kampionit. Drejtpërsëdrejti nga të dhënat e vrojtimeve llogarisim:

a) mesataren e viteve të edukimit formal për gjithë të intervistuarit e kampionit,

e cila është 13.91

b) mesataren e viteve të eksperiencës në punë së për të gjithë të intervistuarit e

kampionit, e cila është 22.23

c) mesataren e viteve të tenurës me punëdhënësin aktual, e cila rezulton 9.01

92

d) mesataren e orëve të punës në javë e cila është 43.4

Sa i perket raportit të gjinisë në kampion kemi:

e) përqindja e meshkujve në kampion është në masën 60.46%.

Duke qenë se gjinia në model është variabël dummy, dhe modeli ynë

specifikimin për të ardhurat e mashkullit e zbaton nëpërmjet shifrës 1, dhe për pagën e

femrës nëpërmjet shifrës 0, për të njehsuar pagën mesatare për të dyja gjinitë duhet të

përdorim në model shifrën 0.6047. Shprehur më konkretisht, kjo shifër, e cila është

pikërisht raporti i meshkujve krahasuar me femrat në kampion, llogarit nivelin e pagës

mesatare që do të merrtë i intervistuari tipik i kampionit tonë, pa marrë në konsideratë

nëse ai/ajo do të ishte femër apo mashkull.

Bëjmë zëvendësimet e nevojshme, dhe deri në këtë pikë modelin e kemi si më

poshtë:

LnY = 7.4154 + 0.0821(13.91) + 0.0142(22.23) – 0.0003(22.232) +

+ 0.0042(9.01) – 0.0287(43.4) + 0.1388(0.6047) –

– 0.0868ZB – 0.1545ZQ – 0.1298ZM

Sipas sqarimeve të bëra më sipër, kujtojmë që kemi 4 raste të përdorimit të

modelit:

1. kur variablat ZB, ZQ dhe ZM marrin respektivisht vlerën 0, modeli llogarit

të ardhurat mujore për punonjësin me punësim në Tiranë;

2. kur variabli ZB merr vlerën 1, ndërkohë që ZQ dhe ZM marrin respektivisht

vlerën 0, modeli llogarit të ardhurat mujore për punonjësin me punësim në

zonat bregdetare të vendit;

3. kur variabli ZQ merr vlerën 1, ndërkohë që ZB dhe ZM marrin respektivisht

vlerën 0, modeli llogarit të ardhurat mujore për punonjësin me punësim në

zonat qendrore të vendit;

4. kur variabli ZM merr vlerën 1, ndërkohë që ZB dhe ZQ marrin respektivisht

vlerën 0, modeli llogarit të ardhurat mujore për punonjësin me punësim në

zonat malore të vendit

Shohim rezultatet nga llogaritjet e secilit rast:

1. Për punonjësin me punësim në Tiranë:

LnYTR = 7.4154 + 0.0821(13.91) + 0.0142(22.23) – 0.0003(22.232) +

+ 0.0042(9.01) – 0.0287(43.4) + 0.1388(0.6047) –

– 0.0868(0) – 0.1545(0) – 0.1298(0)

LnYTR = 7.611

YTR = Eksp. 7.611

YTR = 201.95 lekë / orë

201.95 ∗ 188.7 orë pune / muaj = 38`107.75 lekë / muaj merr mesatarisht

punonjësi me punësim në Tiranë.

2. Për punonjësin me punësim në zonat bregdetare:

LnYZB = 7.4154 + 0.0821(13.91) + 0.0142(22.23) – 0.0003(22.232) +

93

+ 0.0042(9.01) – 0.0287(43.4) + 0.1388(0.6047) –

– 0.0868(1) – 0.1545(0) – 0.1298(0)

LnYZB = 7.524

YZB = Eksp. 7.524

YZB = 185.15 lekë / orë

185.15 ∗ 188.7 orë pune / muaj = 34`938.9 lekë / muaj merr mesatarisht

punonjësi me punësim në zonat bregdetare.

3. Për punonjësin me punësim në zonat qendrore:

LnYZQ = 7.4154 + 0.0821(13.91) + 0.0142(22.23) – 0.0003(22.232) +

+ 0.0042(9.01) – 0.0287(43.4) + 0.1388(0.6047) –

– 0.0868(0) – 0.1545(1) – 0.1298(0)

LnYZQ = 7.456

YZQ = Eksp. 7.456

YZQ = 173.04 lekë / orë

173.04 ∗ 188.7 orë punë / muaj = 32`653.07 lekë / muaj merr mesatarisht

punonjësi me punësim në zonat qendrore.

4. Për punonjësin me punësim në zonat malore:

LnYZM = 7.4154 + 0.0821(13.91) + 0.0142(22.23) – 0.0003(22.232) +

+ 0.0042(9.01) – 0.0287(43.4) + 0.1388(0.6047) –

– 0.0868(0) – 0.1545(0) – 0.1298(1)

LnYZM = 7.481

YZM = Ëksp. 7.481

YZM = 177.36 lekë / orë

177.36 ∗ 188.7 orë pune / muaj = 33`467.7 lekë / muaj merr mesatarisht

punonjësi me punësim në zonat malore.

Siç shihet edhe nga grafiku në figurën 3.7 (faqja pasuese), i bazuar ne katër njehsimet

e kryera më lart, nëse në terma përqindjeje konsiderojmë 100% nivelin e të ardhurave

mesatare mujore të përfituara në zonat qendrore të vendit (ku këto të ardhura rezultojnë

në nivelin më të ulët), atëherë niveli i të ardhurave në zonat bregdetare të vendit rezulton

2.46% më i lartë, niveli i të ardhurave në zonat bregdetare rezulton 6.97% më i lartë,

dhe niveli i të ardhurave në Tiranë rezulton 16.67% më i lartë. Krahasuar me secilën

ndarje gjeogafike të vendit, të ardhurat mesatare mujore të përfituara në Tiranën urbane

rezultojnë: 9.07% më të larta se të ardhurat e siguruara në zonat bregdetare; 16.67% më

të larta se të ardhurat e siguruara në zonat qendrore, dhe; 13.86% më të larta se të

ardhurat e siguruara në zonat malore. Nëse hipoteza jonë do të shqyrtonte veçmas

secilën ndarje gjeografike, atëherë për zonat bregdetare ajo do të hidhej poshtë, pasi,

krahasuar me Tiranën urbane, të ardhurat mesatare të këtyre zonave do të kishin vetëm

9.07% diference (pra, më pak se 1/10-ën).

94

Megjithatë hipoteza krahason Tiranën me të gjitha ndarjet gjeografike të marra

në tërësi. Në këtë rast, mesatarja e te ardhurave mujore të siguruara në Tiranë rezulton

13.11% më e lartë se mesatarja e të ardhurave mujore të siguruara në të gjitha zonat e

vendit pa përfshirë Tiranën (mesatare e cila konkretisht llogaritet në 33`689.89 lekë /

muaj). Këto rezultate ilustrohen dhe në figurën 21, në vazhdim.

Kjo do të thotë se të ardhurat mesatare mujore të përfituara brenda territorit të

Tiranës urbane qëndrojnë në një nivel mbi 1/10-ën më të lartë se niveli i të ardhurave

të siguruara në gjithë hapësirën e mbetur gjeografike të vendit. Ky rezultat hedh poshtë

H04, ndaj hipoteza alternative H14 pranohet si e vërtetë.

38`107.75 lekë / muaj

- 9.07%

- 16.67%

- 13.86%

Figura 20:

Mesataret

e të

ardhurave

mujore

sipas

ndarjeve

gjeografike

të vendit

+ 13.11%

33`689.89 lekë / muaj

Figura 21:

Mesataret e të

ardhurave

mujore për

Tiranën

urbane dhe

gjithë territoret

e trjera

gjeografike të

vendit

95

4.1.4.1: Disa rrjedhime të rëndësishme të çështjes së ngritur në hipotezën

H14

Testimi i hipotezës H14 si më lart nuk e ezauron tërësisht çështjen e diferencimit

në të ardhura mujore të punonjësve që punojnë në zona të ndryshme të shtrirjes

gjeografike të vendit. Kjo për arsye se hipoteza H14 nuk konsideron një nën-

kategorizim të punonjësve të kampionit sipas nivelit të tyre të edukimit. Shprehur në

mënyrë më specifike, nëse do të kërkonim të hulumtonim lidhur me të ardhurat

periodike mesatare të punonjësve me arsim të lartë që punojnë, supozojmë, në

lokalitetet qendrore të vendit, hipoteza H14 nuk do të na ndihmonte.

Sidoqoftë, me të dhënat e siguruara nga pyetësori, ajo çka kërkojmë të

hulumtojmë në paragrafin e mësipërm është e identifikueshme. Konkretisht, mund të

veprojmë si më poshtë nëse planifikojmë të llogarisim:

1. Mesataren e të ardhurave periodike të siguruara nga punonjësit me punësim

në Tiranë:

a. që kanë arsim të mesëm –

Në këtë rast, duke shfrytëzuar serinë e të dhënave të kampionit për të

llogaritur këta koeficientë:

I. mesataren e orëve të punës në javë për të intervistuarit me arsim

të mesëm, e cila është 45.13;

II. përqindjen e meshkujve me arsim të mesëm në kampion, e cila

është në masën 73.83%;

III. mesataren e viteve të shkollimit të të intervistuarve me arsim të

mesëm, të cilën e kemi llogaritur më lart për testimin e hipotezës

H11 dhe ka rezultuar 11.88;

IV. mesataren e viteve të eksperiencës në punë për të intervistuarit

me arsim të mesëm, e cila është 24.18;

V. mesataren e viteve të tenurës me punëdhënësin aktual për të

intervistuarit me arsim të mesëm, e cila është 8.27;

...kryejmë matjet duke i përdorur vlerat në ekuacionin (3.2) si më poshtë:

LnYTR/AM = 7.4154 + 0.0821(11.8762) + 0.0142(24.1768) –

– 0.0003(24.17682) + 0.0042(8.2682) – 0.0287(45.1285) +

+ 0.1388(0.7383) – 0.0868(0) – 0.1545(0) – 0.1298(0)

LnYTR/AM = 7.412

YTR/AM = Eksp. 7.412

YTR/AM = 165.53 lekë / orë

165.53 ∗ 196.2 orë pune / muaj = 32`480.2 lekë / muaj merr mesatarisht

punonjësi me arsim të mesëm, i punësuar në Tiranë.

b. që kanë arsim të lartë –

Edhe në këtë rast, sërish shfrytëzojmë serinë e të dhënave të kampionit

për të llogaritur këta koeficientë:

I. mesataren e orëve të punës në javë për të intervistuarit me arsim

të lartë, e cila është 41.76;

II. përqindjen e meshkujve me arsim të lartë në kampion, e cila

është në masën 47.07%;

96

III. mesataren e viteve të shkollimit të të intervistuarve me arsim të

lartë, të cilën e kemi llogaritur më lart për testimin e hipotezës

H11 dhe ka rezultuar 15.95;

IV. mesataren e viteve të eksperiencës në punë për të intervistuarit

me arsim të lartë, e cila është 20.28;

V. mesataren e viteve të tenurës me punëdhënësin aktual për të

intervistuarit me arsim të lartë, e cila është 9.76;

Kryejmë matjet duke i përdorur vlerat në ekuacionin (3.2) si më poshtë:

LnYTR/AL = 7.4154 + 0.0821(15.9532) + 0.0142(20.2804) –

– 0.0003(20.28042) + 0.0042(9.7564) – 0.0287(41.7588) +

+ 0.1388(0.4707) – 0.0868(0) – 0.1545(0) – 0.1298(0)

LnYTR/AL = 7.806

YTR/AL = Eksp. 7.806

YTR/AL = 245.41 lekë / orë

245.41 ∗ 181.6 orë pune / muaj = 44`557.9 lekë / muaj merr mesatarisht

punonjësi me arsim të lartë, i punësuar në Tiranë.

2. Mesataren e të ardhurave periodike të siguruara nga punonjësit me punësim

në zonat bregdetare të vendit:

a. që kanë arsim të mesëm –

Shfrytëzojmë sërish koeficientët e variablave shpjegues, për rastin e

punonjësit me arsim të mesëm, të cilët i kemi llogaritur më lart:

I. mesataren e orëve të punës në javë për të intervistuarit me arsim

të mesëm, e cila është 45.13;

II. përqindjen e meshkujve me arsim të mesëm në kampion, e cila

është në masën 73.83%;

III. mesataren e viteve të shkollimit të të intervistuarve me arsim të

mesëm, të cilën e kemi llogaritur më lart për testimin e hipotezës

H11 dhe ka rezultuar 11.88;

IV. mesataren e viteve të eksperiencës në punë për të intervistuarit

me arsim të mesëm, e cila është 24.18;

V. mesataren e viteve të tenurës me punëdhënësin aktual për të

intervistuarit me arsim të mesëm, e cila është 8.27;

Kryejmë matjet duke i përdorur vlerat në ekuacionin (3.2) si më poshtë:

LnYZB/AM = 7.4154 + 0.0821(11.8762) + 0.0142(24.1768) –

– 0.0003(24.17682) + 0.0042(8.2682) – 0.0287(45.1285) +

+ 0.1388(0.7383) – 0.0868(1) – 0.1545(0) – 0.1298(0)

LnYZB/AM = 7.325

YZB/AM = Eksp. 7.325

YZB/AM = 151.76 lekë / orë

151.76 ∗ 196.2 orë pune / muaj = 29`779.26 lekë / muaj merr mesatarisht

punonjësi me arsim të mesëm, i punësuar në zonat bregdetare të vendit.

b. që kanë arsim të lartë –

Shfrytëzojmë sërish koeficientët e variablave shpjegues, për rastin e

punonjësit me arsim të lartë, të cilet i kemi llogaritur më lart:

97

I. mesataren e orëve të punës në javë për të intervistuarit me arsim

të lartë, e cila është 41.76;

II. përqindjen e meshkujve me arsim të lartë në kampion, e cila

është në masën 47.07%;

III. mesataren e viteve të shkollimit të të intervistuarve me arsim të

lartë, të cilën e kemi llogaritur më lart për testimin e hipotezës

H11 dhe ka rezultuar 15.95;

IV. mesataren e viteve të eksperiencës në punë për të intervistuarit

me arsim të lartë, e cila është 20.28;

V. mesataren e viteve të tenurës me punëdhënësin aktual për të

intervistuarit me arsim të lartë, e cila është 9.76;

Kryejmë matjet duke i përdorur vlerat në ekuacionin (3.2) si më poshtë:

LnYZB/AL = 7.4154 + 0.0821(15.9532) + 0.0142(20.2804) –

– 0.0003(20.28042) + 0.0042(9.7564) – 0.0287(41.7588) +

+ 0.1388(0.4707) – 0.0868(1) – 0.1545(0) – 0.1298(0)

LnYZB/AL = 7.719

YZB/AL = Eksp. 7.719

YZB/AL = 225 lekë / orë

225 ∗ 181.6 orë pune / muaj = 40`852.68 lekë / muaj merr mesatarisht

punonjësi me arsim të lartë, i punësuar në zonat bregdetare të vendit.

3. Mesataren e të ardhurave periodike të siguruara nga punonjësit me punësim

në zonat qendrore të vendit:

a. që kanë arsim të mesëm –

Shfrytëzojmë sërish koeficientët e variablave shpjegues, për rastin e

punonjësit me arsim të mesëm, të cilët i kemi llogaritur më lart:

I. mesataren e orëve të punës në javë për të intervistuarit me arsim

të mesëm, e cila është 45.13;

II. përqindjen e meshkujve me arsim të mesëm në kampion, e cila

është në masën 73.83%;

III. mesataren e viteve të shkollimit të të intervistuarve me arsim të

mesëm, të cilën e kemi llogaritur më lart për testimin e hipotezës

H11 dhe ka rezultuar 11.88;

IV. mesataren e viteve të eksperiencës në punë për të intervistuarit

me arsim të mesëm, e cila është 24.18;

V. mesataren e viteve të tenurës me punëdhënësin aktual për të

intervistuarit me arsim të mesëm, e cila është 8.27;

Kryejmë matjet duke i përdorur vlerat në ekuacionin (3.2) si më poshtë:

LnYZQ/AM = 7.4154 + 0.0821(11.8762) + 0.0142(24.1768) –

– 0.0003(24.17682) + 0.0042(8.2682) – 0.0287(45.1285) +

+ 0.1388(0.7383) – 0.0868(0) – 0.1545(1) – 0.1298(0)

LnYZQ/AM = 7.257

YZQ/AM = Eksp. 7.257

YZQ/AM = 141.84 lekë / orë

141.84 ∗ 196.2 orë pune / muaj = 27`831 lekë / muaj merr mesatarisht

punonjësi me arsim të mesëm, i punësuar në zonat qendrore të vendit.

98

b. që kanë arsim të lartë –

Shfrytëzojmë sërish koeficientët e variablave shpjegues, për rastin e

punonjësit me arsim të lartë, të cilët i kemi llogaritur më lart:

I. mesataren e orëve të punës në javë për të intervistuarit me arsim

të lartë, e cila është 41.76;

II. përqindjen e meshkujve me arsim të lartë në kampion, e cila

është në masën 47.07%;

III. mesataren e viteve të shkollimit të të intervistuarve me arsim të

lartë, të cilën e kemi llogaritur më lart për testimin e hipotezës

H11 dhe ka rezultuar 15.95;

IV. mesataren e viteve të eksperiencës në punë për të intervistuarit

me arsim të lartë, e cila është 20.28;

V. mesataren e viteve të tenurës me punëdhënësin aktual për të

intervistuarit me arsim të lartë, e cila është 9.76;

Kryejmë matjet duke i përdorur vlerat në ekuacionin (3.2) si më poshtë:

LnYZQ/AL = 7.4154 + 0.0821(15.9532) + 0.0142(20.2804) –

– 0.0003(20.28042) + 0.0042(9.7564) – 0.0287(41.7588) +

+ 0.1388(0.4707) – 0.0868(0) – 0.1545(1) – 0.1298(0)

LnYZQ/AL = 7.651

YZQ/AL = Eksp. 7.651

YZQ/AL = 210.28 lekë / orë

210.28 ∗ 181.6 orë pune / muaj = 38`179.95 lekë / muaj merr mesatarisht

punonjësi me arsim të lartë, i punësuar në zonat qendrore të vendit.

4. Mesataren e të ardhurave periodike të siguruara nga punonjësit me punësim

në zonat malore të vendit:

a. që kanë arsim të mesëm –

Shfrytëzojmë sërish koeficientët e variablave shpjegues, për rastin e

punonjësit me arsim të mesëm, të cilët i kemi llogaritur më lart:

I. mesataren e orëve të punës në javë për të intervistuarit me arsim

të mesëm, e cila është 45.13;

II. përqindjen e meshkujve me arsim të mesëm në kampion, e cila

është në masën 73.83%;

III. mesataren e viteve të shkollimit të të intervistuarve me arsim të

mesëm, të cilën e kemi llogaritur më lart për testimin e hipotezës

H11 dhe ka rezultuar 11.88;

IV. mesataren e viteve të eksperiencës në punë për të intervistuarit

me arsim të mesëm, e cila është 24.18;

V. mesataren e viteve të tenurës me punëdhënësin aktual për të

intervistuarit me arsim të mesëm, e cila është 8.27;

Kryejmë matjet duke i përdorur vlerat në ekuacionin (3.2) si më poshtë:

LnYZM/AM = 7.4154 + 0.0821(11.8762) + 0.0142(24.1768) –

– 0.0003(24.17682) + 0.0042(8.2682) – 0.0287(45.1285) +

+ 0.1388(0.7383) – 0.0868(0) – 0.1545(0) – 0.1298(1)

LnYZM/AM = 7.282

YZM/AM = Eksp. 7.282

YZM/AM = 145.38 lekë / orë

99

145.38 ∗ 196.2 orë pune / muaj = 28`525.32 lekë / muaj merr mesatarisht

punonjësi me arsim të mesëm, i punësuar në zonat malore të vendit.

b. që kanë arsim të lartë –

Shfrytëzojmë sërish koeficientët e variablave shpjegues, për rastin e

punonjësit me arsim të lartë, të cilët i kemi llogaritur më lart:

I. mesataren e orëve të punës në javë për të intervistuarit me arsim

të lartë, e cila është 41.76;

II. përqindjen e meshkujve me arsim të lartë në kampion, e cila

është në masën 47.07%;

III. mesataren e viteve të shkollimit të të intervistuarve me arsim të

lartë, të cilën e kemi llogaritur më lart për testimin e hipotezës

H11 dhe ka rezultuar 15.95;

IV. mesataren e viteve të eksperiencës në punë për të intervistuarit

me arsim të lartë, e cila është 20.28;

V. mesataren e viteve të tenurës me punëdhënësin aktual për të

intervistuarit me arsim të lartë, e cila është 9.76;

Kryejmë matjet duke i përdorur vlerat në ekuacionin (3.2) si më poshtë:

LnYZM/AL = 7.4154 + 0.0821(15.9532) + 0.0142(20.2804) –

– 0.0003(20.28042) + 0.0042(9.7564) – 0.0287(41.7588) +

+ 0.1388(0.4707) – 0.0868(0) – 0.1545(0) – 0.1298(1)

LnYZM/AL = 7.676

YZM/AL = Eksp. 7.676

YZM/AL = 215.53 lekë / orë

215.53 ∗ 181.6 orë pune / muaj = 39`132.47 lekë / muaj merr mesatarisht

punonjësi me arsim të lartë, i punësuar në zonat malore të vendit.

Një vizualizim të diferencave në të ardhura periodike ndërmjet kategorive dhe

nënkategorive të sipërlistuara të të intervistuarve të kampionit, sipas njehsimeve të

mësipërme, na e paraqet grafiku i mëposhtëm:

Figura 22: Mesataret e të ardhurave periodike sipas dy kategorive të nivelit të arsimimit (AL dhe AM)

100

Tri detaje spikasin qartazi në grafikun e mësipërm. Së pari, për çdo përcaktim

gjeografik të vendit kemi një paraqitje të qartë vizive të diferencave në të ardhura

periodike midis dy kategorive në bazë të arsimimit: punonjësve me arsim të lartë dhe

atyre me arsim të mesëm. Ky grafik na jep një mundësi më shumë të perceptojmë sa

substanciale janë këto diferenca. Së dyti, nëse fokusohemi ekskluzivisht në mesataret e

të ardhurave periodike të punonjësve me arsim të lartë në zonat qendrore të Shqipërisë,

dhe të atyre të punonjësve me arsim të mesëm në Tiranë (që janë respektivisht nën-

kategorizimi më i ulët dhe më i lartë i mesatareve për kategoritë respektive) vëmë re

një diferencë jo të theksuar. Saktësisht ajo është vetëm 5`700 lekë. Dhe së treti ajo çka

efektivisht pritej: për të dyja kategoritë në bazë të arsimimit, është punësimi në Tiranë

ai që mundëson një kompensim financiar periodik dukshëm më të lartë sesa punësimi

në zona të tjera gjeografike të vendit.

4.2: SHQYRTIMI I HIPOTEZAVE SHOQËRUESE

Siç e kemi cilësuar që në parathënie, të dhënat e mbledhura nga pyetësorët për

kryerjen e këtij studimi mundësojnë informacion të bollshëm i cili mund të eksplorohet

statistikisht edhe për çështje apo specifika që mund të mos jenë trajtuar apo ezauruar

tërësisht nëpërmjet hipotezave kryesore. Në këtë kontekst, një çështje me tepër interes

është diferencimi në të ardhura periodike në bazë të gjinisë së subjektit të vrojtuar. Vlen

të theksojmë që në fillim se në llogaritjet e mëposhtme nuk e marrim në konsideratë

kategorizimin mbi bazën e nivelit të arsimimit – AM / AL – (pasi nuk na intereson për

shtjellimin e hipotezave shoqëruese).

4.2.1: Testimi i hipotezës shoqëruese H15:

Kjo hipotezë, edhe pse e klasifikuar “shoqëruese” në këtë punë kërkimore,

trajton një çështje e cila, në pjesën dërrmuese të hulumtimeve lokale, rajonale dhe

globale me fokus ekonominë e punës, nxit vazhdimisht debate dhe konfrontime të

zjarrta shkencore midis rrymave dhe pozicioneve të ndryshme të mendimit ekonomik:

çështjen e pranisë apo mungesës së diferencimit në pagë midis meshkujve dhe femrave.

Nëpërmjet saj, autori kërkon të testojë nëse ky diferencim në kompensim periodik midis

gjinive – nëse i pranishëm – është apo jo i konsiderueshëm në tregun shqiptar të punës.

Duhet të kujdesemi për të shpjeguar që në fillim se matjet nëpërmjet modelit tonë

ekonometrik nuk marrin në konsideratë trajektoret e karrierës, vitet e eksperiencës në

punë, apo nivelin e edukimit. Variablat shpjegues të viteve të edukimit, eksperiencës

dhe tenurës mbahen në vlerat mesatare respektive për kampionin. Kështu veprohet dhe

me orët e punës në javë. Kjo për faktin se na intereson të njohim të ardhurat e përfituara

për një numër të dhënë orësh pune në javë (që idealisht, për vetë qëllimin e studimit, do

kërkonim të ishte i njëjtë si për meshkujt ashtu dhe për femrat). Sidoqoftë, do të na

intersonte të informoheshim gjithashtu si ndryshojnë këto të ardhura për ato orë pune

në javë që kryejnë mesatarisht meshkujt, dhe femrat, pasi shanset janë që objektivisht,

meshkujt të kryejnë më shumë orë pune në javë sesa femrat. Këtë test do ta kryejmë në

Kreun V.

101

Hipoteza H15 cilëson:

Niveli mesatar i premiumit të të ardhurave periodike që meshkujt kanë

mundësinë të sigurojnë në tregun shqiptar të punës është më i ulët se

masa10% e nivelit mesatar të të ardhurave të siguruar nga femrat.

Hipoteza H05 cilëson të kundërtën.

H05:

Niveli mesatar i premiumit të të ardhurave periodike që meshkujt kanë

mundësinë të sigurojnë në tregun shqiptar të punës është baraz ose më i lartë

se masa 10% e nivelit mesatar të të ardhurave të siguruar nga femrat.

Shtrohet pyetja: pse merret masa 10% si pragu i pranisë ose jo të një diferencimi

të mundshëm në të ardhura midis meshkujve dhe femrave? Sipas të dhënave të

Komisionit Evropian, për ekonominë e Bashkimit Evropian të marrë në tërësi për

periudhën e viteve 2010-2013, në terma mesatarë, të ardhurat (orare) të femrave

rezultonin 16.4% më ulëta se ato të meshkujve. Shprehur në terma konkretë, për çdo

Euro që një mashkull i BE-së siguron në punë, një femër e BE-së siguron 83.6 Eurocent

(European Commission, 2015, p. 262). Në anën tjetër, nëse flasim për statistika që i

përkasin Shqipërisë, publikimi i INSTAT “Femra dhe Meshkuj në Shqipëri, 2015”

raporton se në ndërmarrjet private shqiptare mesatarja e hendekut në të ardhura mujore

midis meshkujve dhe femrave është vetëm 8% (Instituti i Statistikave, 2015, p. 72). Mbi

bazën e sa më sipër, në gjykimin e autorit, masa 10% është një prag i përshtatshëm

përcaktimi për ekzistencën në tregun shqiptar të punës të një diferencimi domethënës

të të ardhurave midis meshkujve dhe femrave.

Siç e përmendëm dhe më lart, për të kryer matjet do të na nevojiten fillimisht

vlerat mesatare të variablave shpjegues Ed, Eks, Ten, dhe Orë/jv, mesatare të cilat i

llogarisim drejtpërsëdrejti nga të dhënat e vrojtimeve. Konkretisht kemi:

a) mesataren e viteve të edukimit formal për gjithë të intervistuarit e kampionit,

e cila është 13.91

b) mesataren e viteve të eksperiencës në punë për të gjithë të intervistuarit e

kampionit, e cila është 22.23

c) mesataren e viteve të tenurës me punëdhënësin aktual, e cila rezulton 9.01

d) mesataren e orëve të punës në javë e cila është 43.4

Sa i përket përllogaritjeve të të ardhurave periodike veçmas për femrat dhe

veçmas për meshkujt – me konditat e mësipërme të pandryshuara – duke qenë se gjinia

në model është variabël dummy, modeli ynë specifikimin për të ardhurat e mashkullit

e zbaton nëpërmjet shifrës 1, dhe për të ardhurat e femrës nëpërmjet shifrës 0.

Kujtojmë sërish formën fillestare të modelit – ekuacionin (3.2):

LnY = 7.4154 + 0.0821Ed + 0.0142Eks – 0.0003Eks2 + 0.0042Ten –

. – 0.0287Orë/jv + 0.1388Sex – 0.0868ZB – 0.1545ZQ –

– 0.1298ZM +

102

Për llogaritjen e mesatares së të ardhurave periodike tek meshkujt, bëjmë

zëvendësimet e nevojshme, faktorizojmë me 1 koeficientin e variablit shpjegues “Sex”

si më poshtë, dhe kemi:

LnYM = 7.4154 + 0.0821(13.91) + 0.0142(22.23) – 0.0003(22.232) +

+ 0.0042(9.01) – 0.0287(43.4) + 0.1388(1) – 0.0868(0.2842) –

– 0.1545(0.3497) – 0.1298(0.1532)

LnYM = 7.567

YM = Exp. 7.567

YM = 193.31 lekë / orë

193.31 ∗ 188.7 orë pune / muaj = 36`478.2 lekë / muaj merr mesatarisht

punonjësi mashkull

Për llogaritjen e mesatares së të ardhurave periodike tek femrat, bëjmë

zëvendësimet e nevojshme, faktorizojmë me 0 koeficientin e variablit shpjegues “Sex”

(pra, esencialisht eliminojmë variablin shpjegues “Sex”) si më poshtë, dhe kemi:

LnYF = 7.4154 + 0.0821(13.91) + 0.0142(22.23) – 0.0003(22.232) +

+ 0.0042(9.01) – 0.0287(43.4) + 0.1388(0) – 0.0868(0.2842) –

– 0.1545(0.3497) – 0.1298(0.1532)

LnYF = 7.428

YF = Exp. 7.428

YF = 168.25 lekë / orë

193.31 ∗ 188.7 orë pune / muaj = 31`749.39 lekë / muaj merr mesatarisht

punonjësja femër

Pra, duke mbajtur të pandryshuara konditat e mëposhtme:

a) mesataren e viteve të edukimit formal për gjithë të intervistuarit e kampionit

– 13.91

b) mesataren e viteve të eksperiencës në punë për të gjithë të intervistuarit e

kampionit – 22.23

c) mesataren e viteve të tenurës me punëdhënësin aktual – 9.01

d) mesataren e orëve të punës në javë – 43.4

...kompensimi periodik (orar – mujor) që tregu shqiptar i punës ofron për femrën

rezulton: 1 – 31`749.39 / 36`478.2 = 0.1296 = 12.96% më i ulët se kompensimi

ekuivalent për mashkullin. Në vlerë, femra siguron mesatarisht në muaj 4`728.81 lekë

më pak sesa mashkulli. Ky rezultat deshton të hedhë poshtë hipotezën null H05, e cila

pranohet si e vërtetë. Me konditat a, b, c, d (më sipër) të mbajtura të pandryshuara, tregu

i punës në Shqipëri, aktualisht, i ofron mashkullit mundësinë e sigurimit të një niveli të

ardhurash periodike mbi 1/10 më të lartë se niveli i të ardhurave të siguruara nga femra.

103

4.2.2: Testimi i hipotezës shoqëruese H16:

Natyrshëm mund të shtrohet pyetja: vetëm 12.96% – 4`728.81 lekë në muaj –

është diferenca e të siguruarit të të ardhurave midis mashkullit dhe femrës në Shqipëri?

Mos ndoshta kjo shifër është nxjerrë qëllimisht, deri diku e moderuar?

Nuk duhet harruar që përllogaritjet janë kryer për numër të njëjtë orësh pune në

javë: 43.4. Rrjedhimisht, pyetjet në vazhdim mund të jenë: Sa orë në javë punon

mesatarisht femra në Shqipëri? Po mashkulli?

Hipoteza H16 ngrihet pikërisht për të adresuar dhe bërë një vlerësim të kësaj

çështjeje. A ka një diferencë midis mesatares së orëve të punës së mashkullit dhe

mesatares së orëve të punës së femrës në tregun shqiptar të punës, dhe nëse po, a është

kjo diferencë domethënëse? Edhe në këtë rast shtrohet pyetja: si mund ta përcaktojmë

nëse diferenca midis kohës së punës së mashkullit dhe kohës së punës së femrës në

tregun shqiptar të punës është domethënëse apo jo? Pra, cili është pragu i pranisë ose

jo të një diference domethënëse midis këtyre dy mesatareve? Këtë mund ta përcaktojmë

në mënyrë korrekte nëpërmjet testimit statistikor.

Hipoteza H16 cilëson:

Ka një ndyshim statistikisht domethënës midis orëve të punës në javë të

kryera nga mashkulli dhe atyre të kryera nga femra në tregun shqiptar të

punës (μOrë/jv-M – μOrë/jv-F ≠ 0).

Hipoteza H06 cilëson të kundërtën.

H06:

Nuk ka ndryshim statistikisht domethënës midis orëve të punës në javë të

kryera nga mashkulli dhe atyre të kryera nga femra në tregun shqiptar të

punës (μOrë/jv-M – μOrë/jv-F = 0).

Duhet theksuar se hipoteza e mësipërme H16 ngrihet bazuar mbi këto dy

supozime:

1. Mesataret e orëve të punës në javë të kryera përkatësisht nga meshkujt dhe

femrat e kampionit janë përfaqësuese të mesatareve të orëve të punës në javë

të kryera në tregun shqiptar të punës nga popullatat respektive të meshkujve

dhe femrave me arsim të mesëm dhe arsim të lartë.

μOrë/jv-M = x̅Orë/jv-M

μOrë/jv-F = x̅Orë/jv-F

2. Kemi shpërndarje normale të vlerave të orëve të punës në javë për të dyja

ndarjet e kampionit, meshkujt dhe femrat respektivisht.

Siç e kemi përmendur dhe në kapitujt pararendës, kampioni ynë përbëhet nga

855 vrojtime. Nga këto, 517 vrojtime janë meshkuj, dhe 338 janë femra. Pra, kemi të

bëjmë me dy ndarje të pabarabarta të kampionit, çdonjëra prej të cilave me mesataren

dhe variancën përkatëse. Prcaktimi statistikor nëse këto dy ndarje të kampionit kanë

mestare të njëjta apo të ndyshme nga njëra-tjetra, duke ditur fillimisht variancën e

secilës, për n>30, kryhet nëpërmjet të z-Test. Para se të kryehet z-Test, llogaritet

varianca e secilës ndarje të kampionit nëpërmjet zbatimit të F-Testit në paketën

104

statistikore. Në Ankesin IV të këtij punimi kemi F-Testin për dy ndarjet e kampionit

tonë, me rezultatet e mëposhtme:

Gjinia: M F

Mesatarja: 44.06382979 42.5

Varianca: 104.9280884 64.95697329

Duke shfrytëzuar shifrat e mësipërme, në paketën statistikore zbatojmë sërish z-

Tastin për dy ndarjet e kampionit mbi bazën e gjinisë, printimin e të cilit e gjejmë në

Aneksin V, dhe marrim rezultatet vijuese:

z: = 2.487803868

z kritike: = 1.959963985

P: = 0.01285346 (kemi përçaktuar vlerën α = 0.05)

Nga treguesit e mësipërm kuptojmë që:

1. 2.487803868 = z > z kritike (që do të thotë që vlera e llogaritur e z bie në

rajonin e përjashtimit statistikor)

2. 0.01285346 = P-value < α

Sa më sipër na nxjerr në përfundimin se, duke qenë se vlera e P (0.01285346)

është më e ulet se niveli 0.05 i rëndësisë, ka eveidencë statistikore të mjaftueshme për

të hedhë poshtë H06, dhe pranuar si të vërtetë hipotezën alternative H16, e cila sugjeron

se ka një ndyshim domethënës midis orëve të punës në javë të kryera nga mashkulli dhe

atyre të kryera nga femra në tregun shqiptar të punës.

105

KREU V: INTERPRETIMET E REZULTATEVE,

PËRFUNDIME DHE REKOMANDIME

Deri në këtë fazë kemi marrë në shqyrtim dhe testuar hipotezat e ngritura për

kërkimin, megjithatë rezultatet nuk janë të interpretuara rigorozisht. Llogaritja e

thjeshtë e shifrave dhe hedhja poshtë apo pranimi eventual i hipotezave bazuar mbi këto

shifra jo domosdoshmërisht nënkupton interpretim të tyre. Përgjithësisht hipotezat e një

pune kërkimore, qofshin të pranuara apo të hedhura poshtë, kanë nevojë për

interpretime të mëtejshme në varësi të konteksteve për të cilat ato janë ngritur, si dhe

në varësi të qëllimit për ndërmarrjen e punës kerkimore. Ndaj në interpretimin – jo

vetëm të rezultateve të hipotezave, por të të gjitha gjetjeve dhe matjeve sasiore të një

punimi – nuk duhet humbur fokusi nga qëllimi kryesor për të cilin puna kërkimore

ndërmerret.

Në rastin e këtij punimi, qëllimi është tepër preçiz: t’i jepet përgjigje e

argumentuar numerikisht pyetjes: “në ç’përqindje rezulton diferenca në nivelin total të

të ardhurave periodike të punonjësit shqiptar me punë në Shqipëri, e cila ka ardhur si

rrjedhojë e përvetësimit të suksesshëm të një diplome të arsimit të lartë të nivelit të parë

(BA) nga punonjesi?” Të gjitha intepretimet që do t’i bëhen rezultateve numerike të

marra nga llogaritjet në Kreun IV – por edhe nga llogaritje të kryera në kapitujt e tjerë

të punimit – do të adresojnë kryesisht këtë pyetje.

5.1: INTERPRETIMET E REZULTATEVE TË SIGURUARA NGA HIPOTEZAT

KRYESORE

Hipotezat kryesore të këtij studimi janë 4, dhe ato janë listuar që në parathënie.

Po t’i analizosh në kompleks, të gjitha adresojnë nga perspektiva të veçanta diferencat

në të ardhura midis punonjësit me arsm të lartë dhe atij me arsim të mesëm në tregun

shqiptar të punës. Madje dhe hipotaza e katërt, e cila në fokus të saj ka diferencat në të

ardhurat e siguruara në zona të ndryshme gjeografike të vendit, në vijim shtjellohet e

tillë që, brenda ndarjeve gjeografike të përcaktuara, të identifikojë diferencat në të

ardhura për dy nivelet e sipërpërmendura të arsimimit.

Në gjykimin e autorit, ky kompleks evidentimesh hipotetike dhe rezultatet që

pasojnë për secilin, sintetizojnë një përgjigje konkrete dhe të mirëpërcaktuar në shifra

për çështjen e diferencave në të ardhura për dy nivelet e specifikuara të arsimimit të

pjesëmarrësve në tregin shqiptar të punës. Tregu shqiptar i punës i siguron punonjësit

(shqiptar) me arsim të lartë të ardhura periodike rreth 42% më të larta karahasuar me

punonjësin shqiptar me arsim të mesëm. Këto diferenca në të ardhura periodike shpien

në një diferencë totale në të ardhura te siguruara nga tregu i punës – gjatë gjithë jetës

produktive të punonjësit – prej rreth 18%.

Shprehur ndyshe, në fund të karrierës së tij profesionale, punonjësi shqiptar me

arsim të lartë do të ketë përfituar financiarisht rreth 18% më shumë sesa punonjësi

shiptar me arsim të mesëm. Ndërkohë, të ardhurat e tij mujore janë mesatarisht 42% më

të larta se ato të punonjësit me arsim të mesëm. Këto janë dy evidentimet numerike

kryesore që spikasin. Më hollësisht, le të marrim në analizë rezultatet për secilën nga

hipotezat.

106

5.1.1: Interpretimi i hipotezës H11

Hipoteza H11 cilëson se “për punonjësin shqiptar me punë në Shqipëri të pajisur

me një diplomë të arsimit të lartë të nivelit të parë (BA), premiumi mesatar i të

ardhurave orare – dhe rrjedhimisht atyre mujore – është jo më i ulët se 2/5-at e të

ardhurave orare të punonjësit shqiptar me punë në Shqipëri me nivel arsimimi të

shkollës së mesme”. Testimi eventual i saj raportoi rezultatin 42.07%, shifër e cila,

duke qenë më e lartë se 2/5-at, legjitimon pritshmëritë e autorit dhe bën që hipoteza të

pranohet. Sprehur në mënyrë më konkrete, shifrat vërtetojnë që diferenca substanciale

midis të ardhurave mujore të punonjësit shqiptar me arsim të lartë dhe atij me arsim të

mesëm ekziston, dhe është saktësisht në nivelin mesatar 42.07%. Në vlerë konkrete kjo

përqindje është 11`218.07 lekë në muaj. Pra, prindërit e çdo familjeje shqiptare që rrisin

një adoleshent mund t’i komunkojnë atij/asaj që nëse vazhdon dhe mbyll suksesshëm

arsimin e lartë në nivelin BA, punësimi eventual do t’i sigurojë mesatarisht në muaj

11`218.07 lekë më shumë nga ç’do të ketë mundësi të sigurojë nëse punësohet vetëm

me diplomë të arsimit të mesëm. Kuptohet, për të ardhura mesatare mujore të një vlere

prej 33`407.57 lekësh (që tregu shqiptar i punës i ofroi në vitin 2015, dhe që për një

mesatare të sektorëve të punësimit kanë mbetur relativisht të stacionuara), një premium

i totalit të të ardhurave periodike prej 11`218.07 lekësh – afërsisht 1/3-a – është i

konsiderueshëm. Kjo në vetvete është një arsye e fortë për çdo adoleshent shqiptar për

të synuar përfundimin e suksesshëm të arsimit të lartë. Është gjithashtu arsye e fortë për

çdo familje shqiptare për të kontribuar sa më shumë janë mundësitë familjare,

financiarisht dhe jo vetëm, për shkollimin lartë të adoleshentëve që rriten në gjirin e

tyre.

5.1.2: Interpretimi i hipotezës H12

Hipoteza HI2 cilëson se “për punonjësin shqiptar me punë në Shqipëri,

përvetësimi i suksesshëm i një diplome të arsimit të lartë të nivelit të parë (BA)

mundëson, gjatë gjithë karrierës së punës deri në daljen në pension, një nivel mesatar

të të ardhurave totale të siguruara së paku 15% më të lartë krahasuar me punonjësin

shqiptar me punë në Shqipëri me nivel arsimimi të shkollës së mesme”. Rezultatet e

nxjerra nga testimi i kësaj hipoteze, dhe interpretimi i tyre, përbëjnë bërthamën e kësaj

pune kërkimore. Ato i ofrojnë lexuesit informacionin sasior më të rëndësishëm në

përgjigje të pyetjes kryesore të kërkimit, e cila, kujtojmë, është: “në ç’përqindje

kontribuon arsimi i lartë në një rritje të nivelit total të të ardhurave periodike të

punonjësit shqiptar me punë në Shqipëri?”

Testimi i kësaj hipoteze në Kreun IV raportoi rezultatin 17.87%, shifër e cila

legjitmon pritshmëritë e autorit (të bazuara edhe në rezultatet paraprirëse të testit pilot)

dhe bën që hipoteza të pranohet. Shtrohet pyetja: duke marrë parasysh gjithë periudhën

produktive të jetës së një punonjësi, e cila mesatarisht zgjat rreth 43.5 vjet, a është vërtet

domethënëse një diferencë prej vetëm 17.87% në sigurim të ardhurash? Nëse këtë vlerë

e krahasojmë me vlerat tipike të normave të kthimit nga investimi, siç është kostoja e

kapitalit e cila përgjithësisht luhatet në nivelin 6-7%, mund të themi që cilado normë

kthimi nga investimi e cila rezulton rreth 11% më e lartë se vlerat tipike të kostos së

kapitalit është nje normë e shkëlqyer kthimi. Prandaj investimi i një të riu në arsimin e

lartë është një sipërmarrje që ka potencialin t’i sigurojë atij një rendiment mjaft të

kënaqshëm të ardhurash në të ardhmen. Në shifra konkrete, kjo përqindje është e

barabartë me 2`739`033.39 lekë. Thënë ndryshe, gjatë gjithë karrjerës së tij në punë –

107

nga dita e parë e punës e deri në daljen e tij në pension – punonjësi shqiptar me arsim

të lartë nëpërmjet të ardhurave mujore akumulon mesatarisht 2`739`033.39 lekë më

shumë se punonjësi shqiptar me arsim të mesëm. Këto të ardhura, natyrisht, përkthehen

së pari në një përmirësim të mirëqenies dhe cilësisë së jetës për personin/familjen që i

përfiton. Por, edhe në një rritje të nivelit të konsumit të përgjithshëm në një vend, rritje

e cila origjinon nga mundësitë dhe prirjet e konsumatorëve për të shpenzuar. Natyrisht,

mundësitë dhe prirjet e konsumatorëve për të shpenzuar varen drejtpërsëdrejti nga të

ardhurat e siguruara nga ata, dhe pa dyshim 2`739`033 lekë gjendje më shumë për çdo

konsumator pjesëmarrës në fuqinë punëtore, përkthehen në shpenzime më të larta të

kryera nga secili. Gjykuar nga kjo perspektivë, interesi i çdo vendi është që të ketë një

fuqi punëtore të mirarsimuar, jo vetëm sepse nivele më të larta arsimi të punonjësve

mundësojnë nivele më të larta produkteviti në sektorët e ndyshëm të prodhimit dhe

shërbimeve, por edhe sepse mundësitë dhe prirjet e individëve për të shpenzuar do të

jenë më të larta. Duke qenë se rritja ekonomike e një vendi është drejpërsëdrejti e lidhur

me shpenzimin, politikat social-ekonomike vendore, qendrore dhe lokale, duhet të jenë

të strukturuara në funksion të nxitjes së vazhdueshme të të rinjve për të ndërmarrë dhe

përfunduar arsimin e lartë.

5.1.3: Interpretimi i hipotezës H13

Siç e kemi shprehur në Kreun IV, kjo hipotezë është një hallkë pasuese e

hipotezës H12 me anë të së cilës evidentohet koha që i nevojitet një të riu shqiptar,

pjesëmarrës në tregun shqiptar të punës, për të rekuperuar kostot financiare dhe

oportune të pësuara për të kryer dhe përmbyllur suksesshëm arsimin e lartë. Hipoteza

HI3 cilëson se “punonjësi shqiptar me punë në Shqipëri që ka përvetësuar suksesshëm

një diplomë të arsimit të lartë të nivelit të parë (BA), e arrin rentabilitetin e investimit

të tij të edukimit universitar pas jo më pak se 15 vjetësh”. Testimi i kësaj hipoteze

raportoi rezultatin 216 muaj – afërsisht 18 vjet. Pra, nëse një i ri shqiptar arsimohet në

Figura 23: Mesataret e te ardhurave periodike vjetore per punonjesit e moshes

40 vjeç e lart, per te dyja nivelet e arsimimimt (AL dhe AM)

nivelin BA në Shqipëri – krahasuar me mesataren e të ardhurave të përfituara nga

punonjësi me arsim të mesëm – faturen financiare të këtij arsimimi do ta shlyejë pas

108

rreth 22 vitesh nga fillimi i shkollës së lartë, ose pas 18 vitesh nga hyrja në tregun e

punës; d.m.th. rreth moshës 40 vjeç. Ndërkohë, nga perspektiva e punonjësit me arsim

të mesëm, i cili mesataren e moshës së përfshirjes në tregun e punës e ka 17.61 vjeç,

punonjësit me arsim të lartë të nivelit BA do t’i duhen mesatarisht 21.98 vite për të

arritur (dhe eventualisht kaluar) totalin e të ardhurave periodke të përfituara nga ai deri

në atë moshë.

Pra, parë gjithnjë nga perspektiva e punonjësit me arsim të mesëm, investimi në

shkollim (financiar, mendor, psikologjik, individual, familjar etj.) i punonjësit me arsim

të lartë fillon t’i japë frytet e tij financiare pas 22 vitesh, ose në moshën 40 vjeç. Parë

nga një pikëpamje tërësisht ekonomike, në terma mesatarë, krahasuar me punonjësin

me arsim të mesëm, deri në moshën 40 vjeç punonjësi me arsim të lartë ‘operon me

humbje’.

22 vjet është pa dyshim një segment kohor tepër substancial në jetën e një

personi. Pas njohjes me këtë të dhënë natyrshëm shtrohet pyetja: a ka ndonjë vlerë

investimi në arsimin e lartë nëse pika e rentabilitetit arrihet në moshën 40 vjeç? Të mos

harrojmë se mosha mesatare e pensionit (deri në momentin e mbledhjes së pyetësorëve

të studimit) është 63 vjeç, dhe për më tepër në vitet në vijim do të rritet gradualisht deri

në 64.5 vjeç. Pra për 24 vjet – mosha e senioritetit në tregun e punës, 40 deri në 63 vjeç

– të ardhurat periodike të punonjësit me arsim të lartë rezultojnë të tilla që në terma

mesatarë të sigurojnë një surplus total prej 2`739`033.39 lekësh. Përgjatë këtij segmenti

kohor 24-vjeçar deri në moshën mesatare të pensionit, punonjësi me arsim të lartë arrin

të akumulojë mesatarisht një total të ardhurash periodike prej 148’220.07 lekësh / vit

më shumë se punonjësi me arsim të mesëm. Janë pikërisht këto shifra të gjysmës së

dytë të jetës produktive të një punonjësi, ato që e justifikojnë plotësisht investimin e tij

në kryerjen e arsimit të lartë.

5.1.4: Interpretimi i hipotezës H14

Hipoteza H14 është pak më e veçantë se tri hipotezat e analizuara më sipër për

faktin se ajo del disi jashtë fokusit të pyetjes kryesore të studimit (e cila, kujtojmë,

tenton të evidentojë diferencat në mesataren e të ardhurave periodike midis punonjësve

me arsim të mesëm dhe atyre me arsim të lartë në Shqipëri). Qëllimi i ngritjes së kësaj

hipoteze është evidentimi i diferencave në të ardhura periodike midis punonjësve të

punësuar në 4 ndarjet gjeografike kryesore të vendit: [1] zonat bregdetare, [2] zonat

malore, [3] zonat fushore të vendit, dhe [4] në Tiranën urbane.

H14 cilëson se “punonjësit shqiptarë me punë në Tiranë sigurojnë të ardhura

mujore së paku 1/10-ën më të larta se punonjësit shqiptarë me punë në zonat e tjera

urbane dhe gjysmë-urbane të Shqipërisë (zonat urbane dhe gjysmë-urbane [1]

bregdetare, [2] qendrore, dhe [3] malore të vendit)”. Testimi eventual i saj – pa marrë

në konsideratë kategorinë e arsimimit të punonjësit (AM / AL) – raportoi një mesatare

të të ardhurave mujore të punonjësve në Tiranë prej 38`107.75 lekësh / muaj, dhe një

mesatare të të ardhurave mujore të punonjësve në të gjitha trevat e Shqipërisë,

përjashtuar Tiranën, prej 33`689.89 lekësh / muaj. Diferenca midis këtyre dy

mesatareve të të ardhurave rezulton 4`417.86 lekë, ose 13.11% në parqindje. Pra, pa

marrë në konsideratë kategorinë e arsimimit, punonjësit shqiptarë me punë në Tiranë

marrin mesatarisht 4`417.86 lekë / muaj më shumë se punonjësit shqiptarë me punë në

109

trevat e tjera të Shqipërisë. Diferenca 13.11% në të ardhura ndermjet dy kategorive të

arsimimit legjitimon pritshmëritë e autorit se punonjësit shqiptarë me punë në Tiranë

sigurojnë të ardhura mujore – së paku – 1/10-ën më të larta se punonjësit shqiptarë me

punë në zonat e tjera urbane dhe gjysmë-urbane të Shqipërisë, dhe bën që hipoteza të

pranohet.

Detajet e mëtejshme të testimit të kësaj hipoteze zbulojnë një sërë të dhënash

sasiore me interes për studjuesin e fushës. Së pari, sërish pa konsideruar kategorinë e

arsimimit (AM / AL), shohim që të ardhurat mujore mesatare të punonjësve sipas 4

ndarjeve gjeografike të vendit janë:

1. Punonjësit me punësim në zonat bregdetare (ZB) 34`938.90 lekë / muaj

2. Punonjësit me punësim në zonat qendrore (ZQ) 32`663.07 lekë / muaj

3. Punonjësit me punësim në zonat malore (ZM) 33`467.70 lekë / muaj

4. Punonjësit me punësim në Tiranë (TR) 38`107.75 lekë / muaj

Së dyti, nëse marrim në konsideratë kategorinë e arsimimit, të ardhurat mujore

mesatare të punonjësve bazuar në kategoritë e arsimimit dhe 4 ndarjet gjeografike të

vendit janë:

Për kategorinë AM:

1. Punonjësit me punësim në zonat bregdetare (ZB) 29`779.26 lekë / muaj

2. Punonjësit me punësim në zonat qendrore (ZQ) 27`831.00 lekë / muaj

3. Punonjësit me punësim në zonat malore (ZM) 28`525.32 lekë / muaj

4. Punonjësit me punësim në Tirane (TR) 32`480.20 lekë / muaj

Për kategorinë AL:

1. Punonjësit me punësim në zonat bregdetare (ZB) 40`852.68 lekë / muaj

2. Punonjësit me punësim në zonat qendrore (ZQ) 38`179.95 lekë / muaj

3. Punonjësit me punësim në zonat malore (ZM) 39`132.47 lekë / muaj

4. Punonjësit me punësim në Tiranë (TR) 44`557.90 lekë / muaj

Këto të dhëna na ndihmojnë të nxjerrim disa përfundime. Së pari shohim qartë

që asnjë nga nën-kategorizimet sipas ndarjeve gjeografike në kategorinë AM nuk

siguron të ardhura më të larta se nën-kategorizimi me të ardhurat më të ulëta në

kategorinë AL. Ky detaj nxjerr në pah qartësisht potencialin e sigurimit të të ardhurave

që mundëson arsimi i lartë. Pra, nëse ke kryer arsimin e lartë, në cilëndo trevë të

Shqipërisë të jesh i punësuar, do të jesh në gjendje të sigurosh më shumë të ardhura se

punonjësit me arsim të mesëm, përfshirë dhe ata me punë në kryeqytet.

Në vijim, dallohet lehtësisht roli i të punuarit – dhe rrjedhimisht i të rregulluarit

me vendbanim – në Tiranë në sigurimin e të ardhurave mujore. Për secilën nga të dyja

kategoritë, i punësuari në Tiranën urbane arrrin që mesatarisht të sigurojë rreth 13.1%

më shumë të ardhura sesa i punësuari në cilindo lokalitet tjetër gjeografik të vendit. Kjo

diferencë në përqindje është e konsiderueshme – për secilën kategori arsimimi marrë

veç-e-veç, rreth 1/8 e pagës diferencë – dhe natyrisht nxit dyndjen e pjesëmarrësve në

tregun e punës drejt Tiranës. Në këtë rast, interesi i politikëbërjes qendrore dhe lokale

në Shqipëri duhet të jetë që të ekzistojë një balancim funksional në të ardhura midis

Tiranës dhe lokaliteteve të tjera gjeografike të vendit. Në të kundërt, dyndjet me synim

punësimin dhe shpërnguljen drejt Tiranës do të vazhdojnë, dhe zona të tëra gjeografike

të vendit (kryesisht zonat rurale dhe gjysmë-urbane, aty ku njerëzit janë më të lidhur

110

me të ardhurat natyrore dhe vitaliteti njerëzor nevojitet më shumë se kudo në Shqipëri)

do të braktisen nga fuqia punëtore.

Së fundi, disa detaje statistikore që bien në sy janë:

Në kategorinë e punonjësve me arsim të mesëm (AM) vetëm ata me

punësim në Tiranën urbane arrijnë të sigurojnë një mesatare të ardhurash

mbi 30`000 lekë në muaj.

Në kategorinë e punonjësve me arsim të lartë (AL) vetëm ata me punësim

në Tiranën urbane dhe në zonat bregdetare arrijnë të sigurojnë një mesatare

të ardhurash mbi 40`000 lekë në muaj.

Nëse i përfshijmë në analizë të dyja kategoritë e arsimimit (AM dhe AL)

diferenca midis nën-kategorizimit të punonjësve që sigurojnë të ardhurat

mujore më të larta (ata të kategorisë AL me punësim në Tiranë) dhe nën-

kategorizimit të punonjësve që sigurojnë të ardhurat mujore më të ulëta (ata

të kategorisë AM me punësim në zonat qendrore) në përqindje rezulton të

jetë 60.1%, ose rreth 3/5 më e lartë.

Sipas këtij rezultati dalim në përfundimin se punonjësit me arsim të

lartë dhe me punë në Tiranë sigurojnë të ardhura mesatare mujore

3/5 më të larta se të ardhurat e siguruara nga punonjësit me arsim të

mesëm dhe me punë në qytete të tilla si Berati, Librazhdi, Përmeti

dhe Shkodra (të cilat u përkasin zonave qendrore të vendit). Po të

duam të bëjmë një krahasim me Shtetet e Bashkuara të Amerikës,

informohemi që “gjatë katër dekadave të fundit punonjësit

amerikanë me arsim të lartë të nivelit BA kanë tendencën të

sigurojnë të ardhura periodike 56% më të larta se ato të siguruara

prej punonjësve me arsim të mesëm” (Abel & Deitz, 2014, p. 3).

Ndërkohë në vendin tonë, kjo diferencë të ardhurash – edhe pse e

vënë re për dy zona të ndryshme demografike – është 4.1% edhe më

e lartë për të dyja kategoritë e arsimimit. Të mos harrojmë që

Shqipëria është vend me një shtrirje gjeografike tepër të vogël,

shtrirje të cilën në Shtetet e Bashkuara e gjen rëndom brenda

kufinjve të një qarku. Rrjedhimisht, një diferencë të ardhurash

periodike prej 60.1% midis dy kategorive të arsimimit, e vënë re

brenda një territori gjeografik kaq të vogël sa ai i Shqipërisë është

tepër e konsiderueshme.

5.2: INTERPRETIMET E REZULTATEVE TË SIGURUARA NGA HIPOTEZAT

SHOQËRUESE

Ky studim përmban 2 hipoteza shoqëruese, po ashtu dhe ato të listuara në

parathënie. Në ndryshim nga hipotezat kryesore të studimit, të cilat adresojnë diferencat

në të ardhura mesatare midis punonjësit me arsim të lartë dhe atij me arsim të mesëm

në tregun shqiptar të punës, këto hipoteza trajtojnë një temë të nxehtë të debatit të

ekonomisë së punës: atë të diferencimit gjinor në kompensim periodik. Për faktin se

literatura studimore në Shqipëri për këtë çështje është tepër të pakët, është me interes

të mësohet se në ç’masë janë diferencat në të ardhura periodike të sigurara nga meshkujt

në dallim nga ato të siguruara nga femrat, dhe cili është racionaliteti ekonomik për

praninë e tyre.

111

5.2.1: Interpretimi i hipotezës shoqëruese H15

Hipoteza H15 cilëson se “niveli mesatar i të ardhurave periodike që meshkujt

kanë mundësinë të sigurojnë në tregun shqiptar të punës është më i ulët se 10%

krahasuar me nivelin e të ardhurave të siguruar nga femrat”. Testimi i kësaj hipoteze

për kampionin e studimit gjeneroi të dhënën se të ardhurat periodike të siguruara nga

mashkulli në tregun shqiptar të punës janë mesatarisht 12.96% më të larta se ato të

siguruara nga femra. Më konkretisht mashkulli siguron mesatarisht në muaj 4`728.81

lekë më shumë sesa femra. Duke marrë parasysh faktin se matjet janë kryer duke

supozuar një mesatare të numrit të orëve të punës në javë për të dyja sekset (43.4 orë)

dhe duke përfshirë në llogari dhe faktin tjetër se 62.03% e shpenzimeve familjare në

Shqipëri shkon për ushqim (World Bank, 2010), pa dyshim që 4`728.81 lekë në muaj

më shumë rezultojnë një diferencë e konsiderueshme.

5.2.2: Interpretimi i hipotezës shoqëruese H16

Hipoteza H16 është një vazhdim i subjektit të adresuar në hipotezën H15, i cili

nuk ezaurohet në mënyrë adekuate sa kohë që në hipotezën H15 orët e punës në javë

llogariten të njëjta si për mashkullin ashtu dhe për femrën. Me qëllimin për të testuar

praninë ose jo të diferencës midis orëve të punës në javë të kryera nga mashkulli dhe

atyrë të kryera nga femra, hipoteza H16 cilëson se “ka një ndyshim statistikisht

domethënës midis orëve të punës në javë të kryera nga mashkulli dhe atyre të kryera

nga femra në tregun shqiptar të punës (μOrë/jv-M – μOrë/jv-F ≠ 0). Testimi nëpërmjet të Z-

Test i kësaj hipoteze për kampionin e studimit raportoi rezultatin 0.01285346 = P-value

< α, nga i cili kuptojmë që ka një ndyshim domethënës midis orëve të punës në javë të

kryera nga mashkulli (44.06) dhe atyre të kryera nga femra (42.5) në tregun shqiptar të

punës, dhe kjo diferencë rezulton në 1.56 orë pune në javë.

5.3: DISA NJEHSIME TË TJERA QË RRJEDHIN NGA REZULTATET E

HIPOTEZAVE SHOQËRUESE

Pra mashkulli në tregun shqiptar të punës punon mesatarisht 1.56 orë në javë,

ose 6.78 orë në muaj, më shumë sesa femra. Natyrisht, këto orë pune shtesë përkthehen

në të ardhura më shumë. Testimi i hipotezës H15 raportoi diferencën 4`728.81 lekë në

muaj, ose 12.93%, midis dy gjinive, por, duke mbajtur të padiferencuara orët e punës

në javë (në vlerën mesatare 43.4). Nëse do ta analizonim kontributin në tregun e punës

ashtu siç vërehet realisht nga raportimet e kampionit – me diferencën kohore midis

sekseve të njehsuar më sipër – do t’u qëndronim besnikë shifrave dhe do të llogarisnim

të ardhurat mujore të secilës ndarje gjinore duke përfshirë në llogari diferencën në orë

pune në javë që rezultoi pas testimit të hipotezës H16, do të kishim sa vijon:

Nga rezultatet e testimit të hipotezës H15 kemi:

Mesatarja e të ardhurave orare për mashkullin YM = 193.31 lekë / orë

Mesatarja e të ardhurave orare për femrën YF = 168.25 lekë / orë

Nga rezultatet e testimit të hipotezës H16 llogarisim:

Mesatarja e orëve të punës në muaj për mashkullin:

44.06 orë pune / javë * 4.348 javë / muaj = 191.57 orë pune / muaj

Mesatarja e orëve të punës në muaj për femrën:

112

42.5 orë pune / javë * 4.348 javë / muaj = 184.79 orë pune / muaj

Nga sa më sipër kemi:

Mesatarja e të ardhurave mujore për mashkullin:

193.31 lekë / orë * 191.57 orë pune / muaj = 37`032.4 lekë / muaj

Mesatarja e të ardhurave mujore për femrën:

168.25 lekë / orë * 184.79 orë pune / muaj = 31`090.92 lekë / muaj

Kështu, duke përfshirë në llogari diferencën në orë pune në javë midis dy

sekseve që llogaritëm për testimin e hipotezës H16, diferenca midis dy vlerave të të

ardhurave mujore rezulton 5`941.48 lekë, ose 16.04%.

Pra, përsa i përket hendekut në të ardhura periodike midis meshkujve dhe

femrave me arsim të mesëm dhe të lartë dhe me punësim në zonat urbane dhe gjysmë-

urbane të Shqipërisë, informacioni sasior i siguruar nga pyetësorët na mundëson të

njehsojmë dy vlera. Vlera e parë, për përftimin e së cilës përdoret një mesatare – unike

për të dyja sekset – e orëve të punës në javë, rezulton 12.96% ose 4`728.81 lekë (më

shumë në muaj që i merr punonjësi mashkull). Vlera e dytë, për përftimin e së cilës

përdoren specifikisht mesataret përkatëse të orëve të punës në javë për secilin nga

sekset, rezulton 16.04% ose 5`941.48 lekë (më shumë në muaj që i merr punonjësi

mashkull).

Vlera e dytë është një identifikim interesant pasi rezulton sa dyfishi i vlerës (8%)

së raportuar nga INSTAT (Instituti i Statistikave, 2015, p. 72), dhe thuajse identike me

vlerën prej 16.4% të raportuar nga Komisioni Evropian për diferencën në të ardhura

midis femrave dhe meshkujve në ekonominë e Bashkimit Evropian të marrë në tërësi

për periudhën e viteve 2010-2013 (European Commission, 2015, p. 262). Nëpërmjet të

këtyre dy vlerave zbulojmë, pra, se hendeku në të ardhura periodike midis mashkullit

dhe femrës në Shqipëri është prezent, gjendet mbi pragun e 10%-shit, dhe për më tepër,

edhe në varësi të ndryshoreve të përfshira në matje, rezulton tepër pranë vlerave të

raportuara për BE-në nga Komisioni Evropian.

5.4: KRAHASIME TË REZULTATEVE TË SIGURUARA NGA STUDIMI ME

SHIFRAT E RAPORTUARA PËR EVROPËN DHE SHBA-TË

Duke qenë se në këtë seksion do të krahasojmë rezultatet e njehsuara deri tani

me shifrat që raportohen në literaturën kërkimore ekonomike për Evropën dhe SHBA-

të, sa i përket rolit që arsimi i lartë luan në të ardhurat periodike të punonjësve,

përmbajtja modeste e këtij seksioni do të rezultojë ndoshta pjesa më interesante dhe

intriguese e punimit. Duhet theksuar që në fillim se, për shumcën e rasteve të marra në

analize, metodat e njehsimeve nuk janë të njëjta dhe kampionet e secilit studim variojnë

konsiderueshëm, si në numër vrojtimesh ashtu dhe në qëllim studimor. Për rrjedhojë

krahasimet në vijim mund të merren si të mirëqena për një shkallë relative vlefshmërie

dhe nuk duhen konsideruar të sakta në terma absolutë.

Siç e kemi përmendur dhe në Kreun III, një nga studjuesit më në zë dhe me

influencë në Evropë sa i përket ekonomisë së edukimit, veçanërisht impaktit të edukimit

në të ardhurat e individit të përfshirë në fuqinë punëtore, është ekonomisti George

Psacharopulos. Kontributi i tij kolosal 40-vjeçar mbi përfitimet financiare të

mundësuara nga edukimi (i të gjitha niveleve) i ka dhënë trajtë dhe substancë kësaj sfere

të studimeve ekonomike, duke influencuar më së shumti përqasjet politkëbërëse të

113

vendeve në zhvillim në lidhje me edukimin formal të të rinjve të tyre. Në artikullin e tij

udhëçelës “Kthimet nga investimi në arsimin e lartë: një sondazh evropian”35 të vitit

2009, Psacharopulos paraqet një listë të përqindjeve të “kthimeve private”36 nga kryerja

dhe përfundimi i suksesshëm i arsimit të lartë, për 31 vende të Evropës. Në grafikun në

faqen pasuese, krahas përqindjeve të kthimeve private për 31 vendet për të cilat

raportohet në studimin e Psacharopulos, përfshihet dhe Shqipëria, me përqindjen e saj

të kthimeve private (17.87%), të njehsuar nëpërmjet të dhënave të kampionit të këtij

studimi. Siç shihet në grafik, dhe siç evidentohet lehtësisht nga shifrat e raportuara nga

Psacharopulos në studimin të cilit po i referohemi, vëmë re katër tipare dalluese dhe

lidhëse të vendit tonë me vendet e tjera të Evropës:

Së pari, norma e kthimeve private nga kryerja e arsimit të lartë për

pjesëmarrësin në tregun e punës në Shqipëri rezulton të jetë rreth 6.6% më

e lartë se mesatarja e kësaj norme e llogaritur për gjithë Evropën (në të cilën,

natyrisht, përfshihen vetëm 31 vendet e marra në analizë), e cila llogaritet

në 11.2% (Psacharopoulos, 2009, p. 6). Kjo tregon se në një perspektivë

afatgjatë, është me vlerë financiare më të lartë për individin investimi në

arsimin e lartë në Shqipëri, krahasuar me gjithë rajonin e Evropës.

Së dyti, nëse Evropën e copëtojmë në rajone gjeografike më të vogla, vihet

re që normat e kthimeve private nga kryerja e arsimit të lartë në Evropën

Qendrore, atë Veriore dhe Vendet Baltike luhaten në përqindje edhe më të

ulëta, në 8.77% dhe 8% respektivisht. Krahasuar me këto rajone, norma e

kthimeve private për Shqipërinë rezulton mbi dy herë më e lartë.

Së treti, nëse marrim në konsideratë ato rajone të Evropës që janë më të

afërta me Shqipërinë, si gjeografikisht ashtu dhe në aspektin kulturor,

normat respektive të kthimeve private duket të jenë më harmonike në vlera.

Nëse llogarisim një mesatare të normave të kthimit privat për vendet e

Ballkanit ekskluzivisht (ku përfshihen Kroacia, Sllovenia, Bullgaria,

Rumania dhe Greqia), ajo rezulton në 8.86%, vlerë e cila është thuajse

identike me atë të Evropës Qendrore. Megjithatë, nëse lëmë jashtë llogarive

Greqinë, norma e kithimeve private për Ballkanin rritet në 9.32%. Spikat

fakti që, nëse nuk konsiderohet Greqia, vendet e tjera të Ballkanit kanë qenë

të gjtha pjesë e bllokut ish-socialist, ashtu si dhe Shqipëria.

Së katërti, është e pamundur të mos vihen re ngjashmëritë midis përqindjes së

kthimeve private për Shqipërinë dhe përqindjeve respektive për vendet e Evropës

Lindore (pa përfshirë këtu territoret e ish-Bashkimit Sovietik). Për rajonin e Evropes

Lindore që nuk përfshin Vendet Baltike (në të cilin bëjnë pjesë Polonia, Hungaria,

Republika Çeke dhe Sllovakia) meastarja e normës së kthimeve private rezulton edhe

më e lartë se e Shqipërisë: 20.95%. Ky krahasim, në mënyrë të veçantë, flet vëllime, pasi

e shtyn autorin e këtij punimi t’ja atribuoje këto ngjashmëri të forta në vlera të kthimeve

35 Titulli në angl.: Returns to investment in higher education: a European survey.

36 Sipas përkufizimit të dhënë nga vetë Psacharopulos, kthimet private (angl.: private returns) janë

diferenca nga kostot dhe përfitimet e edukimit me efekt te individi student, p.sh. sa ai/ajo paguan nga

xhepi për të ndjekur dhe përfunduar suksesshëm shkollën në universitet krahasuar me premiumin e të

ardhurave që ai/ajo siguron, pas zbritjes së detyrimeve fiskale, kur të ardhurat e tij/saj krahsohen me të

ardhurat e një grupi kontrolli të përbërë nga individë me arsim të mesëm të cilët nuk tentuan ndonjëherë

të ndjekin studimet e larta (Psacharopoulos, 2009, p. 3).

114

p

Figura 24: Përqindjet e kthtmeve private nga arsimi i lartë

private, lidhjeve kulturore dhe shoqërore që të gjitha kombet e Evropës

Lindore trashëguan nga e shkuara e tyre – jo shumë e largët – socialiste.

Edhe psegjeografikisht e lokalizuar relativisht larg Polonisë, Hungarisë,

Republikës Çeke dhe Sllovakisë, Shqipëria paraqet një përqindje të

kthimeve private më të përafërt me përqindjet e këtyre vendeve, sesa me ato

të cilitdo vendi tjetër fqinj me të.

Një tjetër krahasim sasior interesant do të ishte ai midis normës së kthimeve

private për Shqipërinë dhe asaj për SHBA-të. Me të dhëna të siguruara nga Current

Population Survey – March Supplement, Abel & Deitz (2014, p. 7) raportojnë një

normë të kthimeve private prej rreth 14.5%, për vitet 2001-2014 në SHBA. Krahasuar

me këtë normë, jona është rreth 3 p.p. më e lartë, gjithsesi mjaft e ngjashme. Duke

115

mbajtur parasysh që krahasuar me vende në Evropë të tilla si Gjermania, Austria e

Greqia, norma jonë e kthimeve private është rreth 2.3 herë më e lartë, me një diferencë

prej vetëm 3 p.p. me SHBA-të kjo normë është tepër e krahasueshme.

Nëse e kthejmë vëmendjen tek premiumi i të ardhruave periodike, kujtojmë që

në Kreun IV kemi njehsuar që për kampionin tonë ai rezulton në shifrën 42.07%. Përsa

u përket të dhënave për Evropën, një studim gjithëpërfshirës që merr në analizë një

numër të konsiderueshëm vendesh evropiane, ai nga Badescu, D’Hombres, & Villalba

(2011, pp. 21-22), raporton si më poshtë:

mesatarja e premiumit të të ardhurave periodike për të gjithë Kontinentin

Evropian raportohet në 43%;

vendi me premiumin më të lartë të të ardhurave periodike është Portugalia

me 91%;

vendi me premiumin më të ulët të të ardhurave periodike është Suedia me

21%;

për grupin e parë të vendeve, në të cilin bëjnë pjesë Portugalia, si dhe

anëtaret e reja të BE-së, Sllovenia, Hungaria and Lituania, raportohet një

normë shumë e lartë premiumi të ardhurash periodike, mbi 70%;

për grupin e dytë të vendeve, në të cilin bëjnë pjesë Luksenburgu si dhe

katër anëtare të reja të BE-së, Polonia, Republika Çeke, Estonia and Qipro,

raportohet një normë e lartë premiumi të ardhurash periodike, midis 40%

dhe 60%;

për grupin e tretë të vendeve, pjesa më e madhe e vendeve të Evropës në të

cilën perfshihen Italia, Holanda, Sllovakia, Irlanda, Spanja, Finlanda,

Austria dhe Gjermania, raportohet një normë premiumi të ardhurash

periodike midis 30% dhe 40%;

për grupin e katërt të vendeve, në të cilin bëjnë pjesë Greqia, Belgjika dhe

tri vendet e rajonit të Skandinavisë: Suedia, Norvegjia dhe Danimarka,

raportohet një norme premiumi të ardhurash periodike midis 20% dhe 30%;

Me krahasimin e shifrave të kësaj pune kërkimore me shifrat për Evropën, të

raporuara në studimin e Badescu, D’Hombres, & Villalba, evidentojmë disa veçori. Së

pari, premiumi i të ardhurave periodike i njehsuar për kampionin e kësaj pune

kërkimore rezulton thuajse i njëjtë me mesataren e këtij premiumi për gjithë

Kontinentin Evropian. Së dyti, shifrat tregojnë se edhe në rastin e marrjes në analizë të

premiumit të të ardhurave periodike nga arsimi i lartë, Shqipëria përfshihet sërish në

atë grup kombesh të Evropës Lindore që, njëlloj si kjo e fundit, gjysmë shekulli më parë

përfshiheshin brenda ‘perdes së hekurt’: shtete si, Polonia, Republika Çeke dhe Estonia.

Dhe së treti, kuptojmë që edhe pse premiumi i të ardhurave periodike për kampionin e

kësaj pune kërkimore (të cilin e konsiderojmë përfaqësues për Shqipërinë) në pamje të

parë duket relativisht i lartë (42.07%), ka vende në Evropë që këtë premium e kanë mbi

dy herë më të lartë si i vendit tonë (siç është rasti i Portugalisë për të cilën ky premium

raportohet në vlerën 91%). Nëse e zhvendosim fokusin e analizës tek SHBA-të dhe

interesohemi të marrim informacion për premiumin e të ardhurave periodike atje, mund

t’i referohemi sërish studimit të Abel & Deitz (2014, p. 3) i cili raporton se gjatë katër

dekadave të fundit pjesëmarrësit në tregun amerikan të punës të cilët zotërojnë diplomë

të nivelit të parë (BA) kanë prirjen të sigurojnë periodikisht të ardhura 56% më të larta

krahasuar me ata me arsim të mesëm.

Duhet mbajtur parasysh që, përgjithësisht, vendet me normë të lartë të

premiumit të të ardhurave kanë një përqindje të ulët të numrit të të diplomuarve në

116

nivelin BA (Badescu, D’Hombres, & Villalba, 2011, p. 21) në tregun e tyre të punës.

Për këtë arsye ata që e kanë këtë nivel diplomimi gëzojnë privilegjin të paguhen

konsiderueshëm më tepër se pjesa tjetër e tregut të punës së vendit të tyre. Siç tregojnë

shifrat e mësipërme, nëse vërejmë premiumin e të ardhurave të vendeve të tilla si

Gjermania, Suedia, Danimarka, Holanda, etj., kuptojmë që një ndër arsyet kryesore pse

normat e tyre të premiumit të të ardhurave periodike janë ndër më të ulëtat në Evropë

është sepse tregjet e punës së këtyre vendeve janë të përbëra nga një përqindje e lartë e

të diplomuarve në nivelin BA. Krahasimisht me vendet e zhvilluara që sapo

përmendëm, tregu shqipar i punës është ende i përbërë nga një përqindje më e ulët e

numrit të punonjësve me arsim të lartë, për rrjedhojë dhe mesatarja e normës së

premiumit të të ardhurave periodike për këta punonjës vijon të qëndroje relativisht e

lartë (42.07%). Teksa struktura e tregut shqiptar të punës me kalimin e kohës ndryshon,

duke pasur një përfshirje më të gjerë të të diplomuarve në nivelin BA, premiumi i të

ardhurave periodike për këtë shtresë punonjësish do të njohë një tendencë graduale

rënëse.

Ndër të dhënat më interesante dhe stimuluese për studiuesit e ekonomisë së

punës, të siguruara nga sondazhet dhe anketat e zhvilluara me masat e gjera të

popullsisë në vende të ndryshme, janë të dhënat mbi orët e punës të kryera në një

segment periodik të caktuar (kryesisht në ditë, javë ose vit). Për fat të keq literatura

kërkimore-shkencore dedikuar studimit dhe interpretimit të ketyre të dhënave në rang

global apo dhe rajonal është relativisht sporadike dhe e pamjaftueshme. Një nga bazat

me të dhëna më të plota dhe gjithëpërfshirëse në lidhje me këtë temë për rajonin e

Bashkimit Evropian është Website i Komisionit Europian “Eurostat” (2006-2016) i

cili ndër të tjera raporton dhe mesataret e orëve të punës në javë të kryera nga

punonjës me kohë të plotë, të vrojtuara për 29 shtetet e BE-së. Grafiku i faqes pasuese

paraqet të dhënat e raportuara për shetet e lartpërmendura, me përfshirjen e

Shqipërisë, rezultatin e orëve të punës në javë të së cilës e kemi njehsuar në Kreun

IV, nëpërmjet vrojtimeve të kampionit të kësaj pune kërkimore (duhet theksuar, për

punonjës me kohë të plotë). Siç shihet në grafikun në faqen pasuese, për këtë tregues

Shqipëria rezulton e treta në listë me 43.4 orë pune në javë, shumë pranë vendeve me

numrin më të lartë të orëve të punës në javë, Greqia dhe Austria me 44 dhe 43.56 orë

pune në javë përkatësisht. Kuptueshëm, arsyet pse vendi ynë gjendet ndërmjet

vendeve të kreut të kësaj liste lidhen me faktin se ai është një vend në zhvillim – i

vetmi vend në zhvillim në listë – dhe duke qenë i tillë tendenca e natyrshme e fuqisë

punëtore të tij është për t’i dedikuar angazhimit në punë më shumë kohë sesa vendet

që kanë një farë standardi ekonomik, siç janë vendet e BE-së. Megjithatë, siç e tregon

dhe grafiku, një numër shtetesh shfaqin ngjashmëri me vendin tonë sa u përket orëve

të shpenzuara në javë për punë të paguar. Me një diferencë prej vetëm 0.6 orësh më

shumë, listën e kryeson pikërisht fqinji ynë më i afërt, Greqia. Vihet re një lidhje e

drejtë midis proksimitetit rajonal të shteteve dhe ngjashmërisë në vlerat përkatëse për

treguesin e orëve të punës në javë. Për grupin e shteteve të paraqitura me ngjyrë

portokalli në grafik, numri i raportuar i orëve të punës në javë është 42 e lart, për ato

me ngjyrë blu numri i orëve të punës në javë është 41 deri në 42, ndërsa për ato me

ngjyrë të gjelbër është 41 e poshtë. Është tepër interesant fakti që e përbashkëta e

grupit të shteteve me ngjyrë portokalli është që një pjesë e tyre, sikundër Shqipëria,

janë shtete të Evropës Lindore të cilat i karakterizon e njëjta e shkuar socialiste. Edhe

në këtë rast arrijmë të identifikojmë aty shtete si Polonia, Sllovenia e Republika Çeke,

me të cilat Shqipëria e para gjysmë-shkulli ndante të njëjtat vlera social-kulturore dhe

të njëjtin kurs drejtimi përsa i përket vizionit politik dhe ekonomik të qeverisjes.

117

Figura 25: Orët e punës në javë për punonjësit me kohë të plotë që punojnë në Bashkimin Evropian

Ndërsa në grupin e shteteve me ngjyrë të gjelbër spikasin shtete si Danimarka, Suedia,

Norvegjia, Irlanda e Holanda, të cilat janë flamurtare të vendeve të zhvilluara, me

nivelet më të larta të GDP-së, me standardet më të larta në botë përsa i përket

politikëbërjes, ekonomisë, biznesit, shkencës, inovacionit, etj., e natyrisht edhe përsa i

përket aktivitetit produktiv të fuqisë së tyre punëtore.

Duke marrë shkas nga identifikimi i mësipërm, mund të provojmë të shpjegojmë

orët e punës të kryera mesatarisht në javë nga punonjësit e një vendi si funksion i GDP-

së për frymë të atij vendi. Duke qenë se në bazën e të dhënave të Eurostat kemi mundësi

të marrim mesataret e orëve të punës në javë për dhjetëvjeçarin e fundit, nga serite

elektronike të të dhënave të World Bank (World Bank national accounts data, and

OECD National Accounts data files) identifikojmë dhe llogarisim mesataret e GDP-së

118

për frymë për 29 shtetet e Bashkimit Evropian, për vitet 2006-2016. Për një testim

rigoroz të pranisë ose jo të një lidhjeje të drejtpërdrejtë domethënëse midis orëve të

punës në javë dhe GDP-së për frymë rendisim në formë tabelore të dhënat e siguruara

nga Eurostat dhe nga seritë e të dhënave të World Bank (referoju Aneksit VI). Kryejmë

një analizë të thjeshtë regresi për këta dy tregues – duke trajtuar si variabël shpjegues

GDP-në për frymë dhe si variabël interesi orët e punës në javë – dhe marrim rezultatin

e mëposhtëm:

Analiza e të dhënave (regres i thjeshtë):

GDP për frymë ($)

mesatarja për 2006-2016 Orë pune / javë

GDP për frymë ($)

mesatarja për 2006-2016 1

Orë pune / javë Koeficienti i

korrelacionit (r) = -0.37 1

Tabela 9: Lidhja bivariate e vënë re midis GDP-së për frymë dhe orëve

të punës në javë, për vendet e Bashkimit Evropian

Siç shohim nga shifrat e grafikut në faqen pasuese, të përftuar nga të dhënat në

Aneksin VI, ekuacioni i kësaj analize të thjeshtë regresi interpretohet si më poshtë:

Orët e punës në javë = 41.918 – 0.0000178 * GDP për frymë ($)

Ekuacioni i mësipërm sugjeron se për çdo $1 rritje të GDP-së për frymë të një

shteti të Bashkimit Evropian, mesatarja e orëve të punës në javë të këtij shteti ulet me

0.0000178 orë (ose 6.4 të qindtat e sekondës). Natyrisht kjo është një ulje fare e vogël

kohe, ndaj GDP për frymë e një shteti do duhej të rritej konsiderueshëm që orët e punës

në javë të pësonin një ulje të dukshme. P.sh., nëse shifra aktuale e GDP-së për frymë të

vendit tonë do të 20-fishohej (4`087.57 * 20 = $81`753.4), ekuacioni i mësipërm

sugjeron që në këtë rast mesatarja e orëve të punës në javë të kryera nga pjesëmarrësit

në tregun shqiptar të punës do të ishte:

Orët e punës në javë = 41.918 – 0.0000178 * 81`753.4

Orët e punës në javë = 40.5

Pra për sa më sipër, mesatarja e orëve të punës të kryera në javë nga punonjësit

me kohë të plotë në Shqipëri do të ulej rreth 3 orë poshtë vlerës aktuale prej 43.4 orësh.

Koeficienti i përcaktimit (R2) i këtij ekuacioni rezulton 13.28%, që do të thotë

se vetëm rreth 13% e ndryshueshmërisë në orët e punës në javë të një vendi të BE-së

shpjegohet nëpërmjet ndryshueshmërisë së GDP-së për frymë të atij vendi; përqindjen

e mbetur të faktorëve kontribues në ndryshueshmërinë e orëve të punës në javë, analiza

jonë – modeste, e bazuar vetëm në të dhenat e Aneksit VI – nuk e merr në konsideratë.

Kjo vlerë e R2 na tregon se faktikisht GDP për frymë e një vendi ka një potencial tepër

të vogël shpjegues për orët e punës në javë të kryera nga punonjësit me kohë të plotë të

atij vendi.

Sidoqoftë, nga sa shtjellohet nëpërmjet të dhënave të mësipërme dhe trendit të

vijës së regresit, arrijmë të kuptojmë se, së paku në terma të përgjithshme, gjasat janë

që shtetet me standard më të ulët ekonomik se yni do të kenë prirjen të kenë mesatare

të orëve të punës në javë më të larta se e jona. Anasjelltas, shtetet me standard ekonomik

119

Figura 26: Lidhja e ndërsjellë mids GDP-per-capita dhe orëve të punës në javë – shtetet e BE-së

më të lartë se yni do të kenë prirjen të kenë mesatare të orëve të punës në javë më të

ulëta se e jona. Për shembull, raportimi për mesataren e orëve të punës në javë, të kryera

nga punonjës me kohë të plotë, me moshë nga 16 deri në 64 vjeç, në SHBA, për

periudhën e viteve 2008-2009 është 38.7. Kjo shifër është e krahasueshme me ato të

Suedisë e Danimarkës, të cilat janë shtetet me numrin më të ulët të orëve të punës në

javë në rajonin e BE-së, dhe është 4.7 orë më e ulët se shifra e njehsuar në këtë studim

për Shqipërinë, që është një diferencë tepër e konsiderueshme në kohë pune. Të tilla

diferenca tregojnë qartë se sa më i lartë është produktiviteti i një vendi, aq më shumë

ulet tendenca e njësive ekonomike dhe institucioneve të tjera në atë vend për t’i mbajtur

në punë (nëpërmjet konformitetit të orareve zyrtare dhe formave të tjera rregullative)

punonjësit e tyre. Produktiviteti dhe efiçenca në punë janë tipar i botës së zhvilluar, në

vende ku autputi i punonjësve është kryesisht i natyrës krijuese e mendore. Në vendet

në zhvillim dhe ato të pazhvilluara, ku autputi i punonjësve është kryesisht i natyrës

fizike e automatike, dhe i lidhur ngushtë me përcaktueshmërinë, produktiviteti dhe

efiçenca në punë janë zakonisht të ulëta, e rrjedhimisht dhe orët e punës janë më të larta

në numër.

5.5: PËRFUNDIME

Nga rezultatet e testimeve të gjashtë hipotezave të kësaj pune kërkimore dhe nga

sa analizohet veçanërisht në këtë kapitull, kemi të sintetizuara njehsimet sasiore të

mëposhtme:

1. në terma mesatarë, punonjësi shqiptar me arsim të lartë siguron periodikisht

të ardhura orare/mujore 42.07% më të larta se punonjësi me arsim të mesëm;

2. gjatë gjithë karrierës së punës deri në daljen në pension, punonjësi shqiptar

me arsim të lartë akumulon një nivel total të ardhurash 17.87% më të lartë

se punonjësi me arsim të mesëm;

3. me nivelin mesatar të të ardhurave periodike të siguruara prej tij, punonjësit

shqiptar me arsim të lartë i nevojiten mesatarisht 21.98 vjet për të rekuperuar

120

kostot financiare dhe oportune të pësuara nga kryerja dhe përmbyllja e

suksesshme e arsimit të lartë;

4. duke marrë parasysh një nivel mesatar të viteve të arsimimit për kampionin,

rezulton se punonjësi shqiptar me punësim në Tiranën urbane siguron

peiodikisht të ardhura orare/mujore 13.11% më të larta se punonjësi me

punësim në trevat e tjera të vendit (bregdetare, qendrore dhe malore);

5. duke marrë parasysh një nivel mesatar të viteve të arsimimit për kampionin,

rezulton se punonjësi shqiptar mashkull siguron periodikisht të ardhura

orare/mujore:

12.96% më të larta se punonjësja femër (nëse llogaritë kryhen me

nivelin mesatar të orëve të punës në javë për të dyja sekset);

16.04% më të larta se punonjësja femër (nëse në llogari përfshihen

mesataret respektive të orëve të punës në javë, veç për meshkujt e

veç për femrat);

6. punonjësi shqiptar mashkull kontribuon në tregun shqiptar të punës me

mesatarisht 1.56 orë në javë, ose 6.78 orë në muaj, më shumë se punonjësja

femër.

Shifrat e mësipërme mundësojnë nxjerrjen e një sërë përfundimesh lidhur me

diferencat midis të ardhurave të siguruara nga punonjësit me arsim të lartë krahasuar

me ato të siguruara nga punonjësit me arsim të mesëm në Shqipëri. Së pari, të siguruarit

e një diplome universitare të nivelit të parë i mundëson pjesëmarrësit në tregun shqiptar

të punës një nivel kompensimi mujor rreth 42% më të lartë krahasuar me punonjësin

me arsim të mesëm. Pra për çdo 100 lekë që punonjësi me arsim të mesëm siguron nga

punëdhënësi në Shqipëri, punonjësi me diplomë universitare siguron 142 lekë. Kjo

është një diferencë mjaft substanciale, e mjaftueshme për të nxitur një pjesë të

konsiderueshme të të rinjve që aspirojnë t’i bashkohen tregut të punës – dhe familjet e

tyre – për të përdorur të gjitha resurset e mundshme, personale dhe familjare, materiale

ose jo, që ata të përfundojnë sukesshëm arsimin e lartë.

Së dyti, edhe pse punonjësi me arsim të lartë i bashkohet tregut të punës rreth 4

vite pas punonjësit me arsim të mesëm, dhe pëson kosto oportune dhe financiare të

konsiderueshme për të kryer arsimin e lartë, deri në fund të karrierës së tij në punë ai

sërish arrin të akumulojë mesatarisht rreth 17.87% më shumë të ardhura se punonjësi

me arsim të mesëm. Ai arrin të mbulojë humbjet e pësuara nga marrja përsipër e

kryerjes së arsimit të lartë dhe i barazon mesatarisht rreth moshës 40 vjeç – pas rreth 22

vitesh nga fillimi i shkollës së lartë – të ardhurat e siguruara deri në atë stad nga

punonjësi me arsim të mesëm. Duke e krahasuar normën e mësipërme të investimit me

normën tipike të kostos së kapitalit, e cila luhatet midis 6 dhe 7% (Damodaran, 2013),

mund të themi që investimi për kryerjen dhe përfundimin suksesshëm të arsimit të lartë

në Shqipëri siguron një rendiment të shkëlqyer, vështirë të krahasueshëm me kthimin

nga investimi tradicional në cilëndo sferë të biznesit dhe sipërmarrjes.

Së treti, vendndodhja e punësimit merr rëndësine e vet, pasi duke marrë për bazë

një mesatare të viteve të arsimimit për kampionin, i punësuari në Tiranën urbane

siguron të ardhura periodike mesatare 13.11% më të larta krahasimisht me të punësuarit

në lokalitetet e tjera gjeografike e vendit. Nëse të ardhurat periodike mesatare të

siguruara në Tiranën urbane i krahasojmë me ato të siguruara në secilën ndarje

gjeografike të vendit, identifikojmë që të ardhurat e siguruara në Tiranën urbane janë:

9.07% më të larta se ato të siguruara në zonat bregdetare të vendit; 13.86% më të larta

121

se ato të siguruara në zonat malore të vendit, dhe; 16.67% më të larta se ato të siguruara

në zonat qendrore të vendit. Këto shifra flasin qartë për avantazhet e të qenit i punësuar

në Tiranë, pavarësisht nivelit të arsimimit.

Dhe së fundi, por jo më pak e rëndësishmja, vërejmë një diferencë substanciale

midis të ardhurave të siguruara nga mashkulli dhe atyre të siguruara nga femra në tregun

shqiptar të punës. Në varësi të metodës së njehsimit, punonjësi mashkull siguron të

ardhura periodike rreth: 13% më të larta sesa femra – nëse përfshijmë në llogari një

mesatare të orëve të punës për të dyja sekset – dhe; 16% më të larta sesa femra – nëse

përfshijmë në llogari mesataret specifike të orëve të punës për secilin seks. Të vëna re

për punonjës me arsim të mesëm dhe të lartë, që punojnë në zonat urbane dhe gjysmë-

urbane të vendit, këto shifra flasin qartë për një hendek në sigurimin e të ardhurave

midis mashkullit dhe femrës në Shqipëri i cili, edhe pse nuk duket të jetë në nivele të

larta apo shqetësuese, është gjithsesi prezent. Të qenit mashkull në tregun shqiptar të

punës, edhe në këtë fillim të mijëvjeçarit, vijon të ketë avantazhin e vet, dhe përveç

përparësive tradicionale të punësimit që mashkulli mund të ketë si p.sh. rezervimin e

pozicioneve kyçe në drejtim apo zotërimin e disa profesioneve specifike, ky avantazh

reflektohet dukshëm – siç shohim – edhe në mesataret e sigurimit të të ardhurave.

5.6: REKOMANDIME

Nisur nga sa shtjellohet më sipër pas analizave sasiore të ofruara në krerët IV

dhe V të këtij punimi, disa rekomandime të autorit janë siç vijon:

1. Intuita kolektive e familjes tipike në Shqipëri paraqitet e tillë që ajo të

investojë konsiderueshëm dhe vazhdimisht në arsimimin e lartë të të rinjve

që rriten në gjirin e saj, dhe ky princip i vendimmarrjes familjare, persistent gjatë një

numri të konsiderueshëm dekadash deri më sot, është mëse i drejtë. Investimi i saj, edhe

nëse konsiderohet thjesht dhe vetëm në aspektin financiar, rezulton totalisht i

justifikueshëm. Analizat sasiore të këtij punimi tregojnë se, nëse u referohemi normave

të kompensimit periodik që tregu shqiptar i punës u ka ofruar pjesëmarrësve në fuqinë

punëtore të vendit për vitin 2015, në përfundim të karrierës së tij në profesion, punonjësi

tipik shqiptar me arsim të lartë do të ketë akumuluar rreth 18% më shumë të ardhura se

punonjësi me arsim të mesëm, dhe të ardhurat mesatare mujore të punonjësit me arsim

të lartë do të jenë rreth 42% më të larta se ato të punonjësit me arsim të mesëm. Ndaj

familjet shqiptare kanë arsye të forta për të vazhduar t’u ushqejnë të rinjve të tyre

ambicjet dhe dëshirën për arsim të lartë. Natyrisht, nuk është vetëm përfitimi financiar

ai që i shtyn familjet shqiptare të investojnë sa të munden në arsimimin e lartë të të

rinjve të tyre. Të tjerë faktorë tepër të rëndësishëm social-kulturorë kanë ndikimin e

tyre, si: tradita familjare, ambicja për ngjitje në status, synimet për lidhje të ardhshme

martesore të të rinjve, ambicjet e tyre për të studjuar e punuar jashtë vendit, etj.

Sidoqoftë, analizuar ekskluzivisht në aspekin financiar, rezultatet e kësaj pune

kërkimore evidendojnë që, përsa i përket investimit familjar në arsimimin e lartë të të

rinjve, të paktën deri në periudhën kohore aktuale, ‘qëllimi e justifikon tërësisht mjetin’.

2. Shifrat tregojnë qartë dhe në mënyrë konsistente që tregu i punës në Tiranën

urbane ofron të ardhura periodike konsiderueshëm më të larta se të ardhurat

që mund të sigurohen në zona të tjera gjeografike të Shqipërisë. Një nivel rreth 13% më

i lartë të ardhurash mujore mesatare është një stimul i mjaftueshëm për shumë individe

dhe familje (sidomos të rinj) që të tentojnë shpërnguljen nga zonat ku banojnë për të

punuar, dhe eventualisht planifikuar jetesën, në Tiranë. Ky, së bashku me stimuj të tjerë

122

kryesisht të planit social, si: ambicjet dhe dëshirat për të braktisur dhe lënë pas jetën

rurale, joshjet e forta që krijon – sidomos për moshat e reja – jeta metropolitane, të

çliruarit nga traditat e vjetra, trysnitë kulturore dhe paragjykimet që karakterizojnë

komunitetet në fshatra e qytete të vogla, të çliruarit nga presionet familjare e fisnore për

femrat në prag të lidhjeve të mundshme bashkëshortore, kanë bërë që një pjesë e

konsideueshme e të rinjve dhe familjeve të reja shqiptare të dynden për të jetuar në

Tiranë. Ky fenomen social, përveç vështirësive të mëdha që ka shkaktuar në të gjitha

sferat e menaxhimin urban të metropolit më të madh të vendit, ka krijuar një zbrazje të

popullsisë me vitale dhe një vakuum fuqie punëtore në shumë lokalitete, qendrore e

periferike, të mëdha e të vogla, të Shqipërisë. Në shumë fshatra e territore rurale të

vendit, si në veri dhe në jug, tregu i punës i nevojshëm për sipërmarrjet bujqësore e

blegtorale si dhe ato të turizmit rural, kulinar e malor, është pothuajse inekzistent. Në

këto kushte shteti duhet të marrë masa, që nëpërmjet të gjithë mekanizmave të tij të

pushtetit qendror dhe lokal, të bëjë të mundur joshjen dhe stabilizimin e pjesës më vitale

të popullsisë në zonat jo-urbane të vendit. Disa nga mënyrat sesi mund tentohet të

arrihet kjo janë:

luftë e hapur dhe pa kompromis ndaj kompensimit periodik informal të

punonjësve në Tiranën urbane, dhe njëkohësisht tolerancë strategjike e

këtij lloji informaliteti në zonat jo-urbane të vendit;

inkurajim dhe nxitje (nëpërmjet lehtësimeve – dhe në situata të veçanta

strategjike, edhe eliminimit total – të barrës fiskale) e sipërmarrjeve të

natyrës bujqësore e blegtorale, e bizneseve të turizmit malor, rural e

kulinar, e bizneseve të natyrës prodhuese që punësojnë të rinjtë (dhe

femrat në veçanti), e sipërmarrjeve të transportit të prodhimeve

bujqësore e blegtorale vendase, etj;

tolerancë strategjike sa i përket përmbushjes së detyrimeve ligjore të

pagës minimale në zonat rurale dhe ato me ekonomi të pazhvilluar në

vend;

inkurajim (nëpërmjet të pagave të larta dhe sigurimit të kushteve

optimale të jetesës) i punësimeve të sektorit publik për profesione të

nevojshme në trevat më të largëta dhe të thella të vendit, të tilla si mjek,

arsimtar. punonjës i edukimit dhe përkujdesjes foshnjore, veteriner,

agronom, botanist, etj.

3. Nëpërmjet planifikimeve afatgjata dhe të mirë-studjuara, duke shfrytëzuar

strukturat e tij të qeverisjes, shtetit i duhet të vijojë sistematikisht punën me

synimin për të ngushtuar në mënyrë më të prekshme dhe konkrete hendekun e sigurimit

të të ardhurave periodike midis mashkullit dhe femrës në vend. Disa nga mënyrat sesi

mund të punohet për arritjen e këtij qëllimi janë:

eliminimi total i diferencimeve gjinore në pagë në profesionet dhe

punësimet e sektorit publik (nëse ende ka raste difencimesh të tilla);

promovimi i femrave në pozicione kyçe politikëbërjeje, drejtimi dhe

udhëheqjeje të sektorit publik;

inkurajimi dhe nxitja (nëpërmjet lehtësimeve të barrës fiskale, dhe

mekanizmave të tjerë të ngjashëm) e bizneseve që kanë përqindje të lartë

të femrave në stafin e tyre;

123

inkurajimi dhe nxitja (nëpërmjet lehtësimeve të barrës fiskale, dhe

mekanizmave të tjerë të ngjashëm) e sipërmarrjeve të ngritura dhe

drejtuara nga femrat.

4. Që në ideimin e saj, kjo punë kërkimore është planifikuar e tillë që të ofrojë

disa njehsime specifike të përfitimit financiar të mundësuar nga kryerja e

arsimit të lartë në një plan ekskluzivisht individual, dhe të mos hyjë në lëmin e analizave

sasiore mbi përfitimet makrosociale dhe makroekonomike që shteti siguron nga

arsimimi i lartë i të rinjve të tij. Por duhet theksuar që përfitimet social-ekonomike

kombëtare të siguruara nga arsimimi i lartë i të rinjve janë disa shkallë fuqie më të larta

se të gjitha përfitimet e natyrës financiare të siguruara individualisht nga këta të rinj, të

marra sa bashku. Është praktikisht e pamundur të llogarisësh, në rang kombëtar, shifra

të plota apo të pjesshme të përfitimit social-ekonomik nga arsimimi i lartë i të rinjve.

Sidoqoftë, për të krijuar një ide të shkallës së dobisë që një vend (apo një lokalitet, një

rajon, etj.) siguron nga një rritje e dhënë përqindjeje në numrin e të diplomuarve me

arsim të lartë në atë vend, mund t’i referohemi një studimi ekonometrik të Enrico

Moretti-t, me të dhëna të periudhës së viteve 1979-1994, të siguruara nga një kampion

prej 6`791 shtetasish amerikanë, të përzgjedhur në mënyrë të rastësishme në një shtrirje

gjeografike prej 201 qytetesh të SHBA-ve, të quajtur National Longitudinal Survey of

Youth (NLSY). Nëpërmjet studimit të tij me të dhënat e këtij kampioni, Moretti del në

përfundimin se çdo 1% rritje në praninë e punonjësve me arsim të lartë në tregun e

punës së një qyteti mesatar amerikan kontribuon në rritjen e përqindjeve të pagave

mesatare për të gjithë punonjësit e atij qyteti, me saktësisht: 1.91% të pagës së

punonjësit me shkollë të mesme të papërfunduar; 1,67% të pagës së punonjësit me

diplomë të shkollës së mesme; 1.24% të pagës së punonjësit me shkollë të lartë të

papërfunduar, dhe; 0.47% të pagës së punonjësit me diplomë të shkollës së lartë

(Moretti, 2002). Këto shifra evidentojnë impaktin përcaktues që prania në rritje e

punonjësve me arsim të lartë në tregun e punës, ka në pagat e të gjitha shtresave të

punonjësve të këtij tregu. Siç shihet, rezulton thelbësore për një rajon, dhe sidomos për

një komb të vogël si yni, të nxisë dhe promovojë ambicjet dhe qëllimet e të rinjve për

të kryer arsimin e lartë, pasi paga më të larta çojnë në nivele më të larta konsumi, dhe

eventualisht në rritje të GDP-së dhe rritje ekonomike të vendit. Duhet mbajtur parasysh,

sidoqoftë, që një vend nuk përfiton vetëm financiarisht nga arsimimi i lartë i të rinjve

të tij. Ç’është më e rëndësishmja, ai përfiton në aspektin kulturor e social, në lartësimin

dhe kultivimin e ndërgjegjes kolektive përsa i përket çështjeve madhore të ekzistencës

dhe edukimit të brezave, si ndërgjegjësimi për shëndetin, ambjentalizmi, ruajtja dhe

zhvillimi i ekosistemeve, tendencat në rritje për marrëdhënie reciproke, harmoni dhe

paqe me kombet fqinje të rajonit, etj. Këto janë, esencialisht, përfitimet e vërteta të një

vendi nga investimet në rritjen e niveleve të arsimimit të të rinjve të tij.

124

BIBLIOGRAFIA

Abel, J. R., & Deitz, R. (2014, November 3). Do the Benefits of College Still

Outweigh the Costs? Current Issues, fv. 1-11.

Badescu, M., D’Hombres, B., & Villalba, E. (2011). Returns to education in

European Countries: Evidence from the European Community Statistics on

Income and Living Conditions (EU-SILC). European Comission, Joint

Research Centre. Luxembourg: Publications Office of the European Union.

Barro, R. J., & Sala-i-Martin, X. (2004). Economic Growth (bot. i 2nd). Cambridge

MA, Massachusetts, USA: MIT Press.

Becker, G. S. (1962). Investment in Human Capital: A Theoretical Analysis. The

Journal of Political Economy, 70(5), 9-49.

Bosworth, B., & Perry, G. L. (1994). Productivity and Real Wages: Is There a Puzzle?

(K. Bucholz, Re.) Brookings Papers on Economic Activity, 1994(1), fv. 317-

344.

Brooks, C., & Tsolacos, S. (2010). Real Estate Modelling and Forecasting.

Cambridge, United Kingdom: Cambridge University Press.

Cabezon, E., End, N., Ismail, K., & Thackray, M. (2016). Albania: Selective Issues.

European Department. Washington, D.C.: International Monetary Fund.

Card, D., & Krueger, A. B. (1992, Shkurt). Does School Quality Matter? Returns to

Education and the Characteristics of Public Schools in the United States. The

Jounal of Political Economy, I(1), 1-40.

Cashell, B. W. (2004). Productivity and Wages. U.S. Congress, Government and

Finance Division. Congressional Research Service.

Damodaran, A. (2013, January). Cost of Capital by Sector. Gjetur në

http://www.stern.nyu.edu/:

http://pages.stern.nyu.edu/~adamodar/New_Home_Page/datafile/wacc.html.ht

m

Delaney, J. T., & Huselid, M. A. (1996, Gusht). The Impact of Human Resource

Management Practices on Perceptions of Organizational Performance.

Academy of Management Journal, 39(4), 949-969.

Dickerson, A., & McIntosh, S. (2011). An Investigation into the Relationship between

Productivity, Earnings and Age in the Early Years of a Working Life.

Department of Economics. Sheffield: University of Sheffield.

European Commission. (2006-2016). http://ec.europa.eu/eurostat/. Gjetur në Eurostat

- Your key to European statistics:

http://ec.europa.eu/eurostat/tgm/table.do?tab=table&plugin=1&language=en&

pcode=tps00071

125

European Commission. (2015). Eurostat Regional Yearbook. Luxembourg:

Publications Office of the European Union.

Fox, J. (1997). Applied Regression Analysis, Linear Models, and Related Methods.

(C. Laughton, E. Carr, A. Virding, & D. Santoyo, Red.) Thousand Oaks,

California, United States of America: SAGE Publications, Inc.

Frank, R. H. (1984). Are Workers Paid Their Marginal Products? American Economic

Review, 74(4), fv. 549-571.

Frey, C. B., & Osborne, M. A. (2013). The Future of Employment: How Susceptible

are Jobs to Computerisation? Oxford: Oxford Martin School.

Frost, J. (2013, Maj 30). Regression Analysis: How Do I Interpret R-squared and

Assess the Goodness-of-Fit? Gjetur Tetor 2, 2015, nga The Minitab Blog:

http://blog.minitab.com/blog/adventures-in-statistics/regression-analysis-how-

do-i-interpret-r-squared-and-assess-the-goodness-of-fit

Garo, O. (2016, shkurt). Higher Education as a Direct Contributor to Lifetime

Periodic Earnings: The Case of Albanian Workforce Participants.

International Journal of Economics, Commerce and Management, IV(2), 107-

119. Gjetur në http://ijecm.co.uk/

Goldin, C. (2014). Human Capital. (C. Diebolt, & M. Haupert, Red.) Handbook of

Cliometrics, 1-28.

Graham, B. (2003). The Intelligent Investor: A Book of Practical Counsel. New York:

Harper Collins.

Grossbard, S. (2006). Jacob Mincer: A Pioneer of Modern Labor Economics. New

York City, New York, United States of America: Springer Science + Business

Media. doi: 0-387-29174-1

Gujarati, D. N. (2004). Basic Econometrics. McGraw−Hill.

Healey, J. F., & Prus, S. G. (2013). Linear Regression with Dummy Variables. Në

Statistics: A Tool for Social Research (fv. 1-12). Toronto: Nelson Education

Ltd.

Heckman, J. J., Lochner, L. J., & Todd, P. E. (2003). Fifty years of Mincer Earnings

Regressions. Në E. A. Hanushek, & F. Welch, Handbook of Education

Economics. The Netherlands: Elsevier.

Heckman, J., & Polachek, S. (1974). Empirical Evidence on the Functional Form of

the Earnings-Schooling Relationship. Journal of the American Statistical

Association(69), 350-354.

Instituti i Statistikave. (2015). Meshkuj dhe Femra ne Shqiperi. Tiranë: Përpunimi

Statistikor INSTAT.

Izushi, H., & Huggins, R. (2004). Empirical Analysis of Human Capital Development

and Economic Growth in European Regions. Luxembourg: Office for Official

Publications of the European Communities.

126

Kang, C. (2008, qershor 4). George Psacharopulos - Short Biography & Significant

Contribution. Gjetur në National Institute of Education - Singapore:

http://www.nie.edu.sg/research-publications/cieclopediaorg/cieclopediaorg-a-

to-z-listing/George-Psacharopoulos

Knight, J. B., & Sabot, R. H. (1990). Education, Productivity, and Inequality: The

East African Natural Experiment. Oxford: Oxford University Press.

Ligji për arsimin e lartë dhe kërkimin shkencor në institucionet e arsimit të lartë në

Republikën e Shqipërisë, Nr. 80/2015 (Kuvendi i Republikës së Shqipërisë

2015).

Lucas, R. E. (1988, Shkurt). On the Mechanics of Economic Development. Journal of

Monetary Economics(22), 3-42.

Mincer, J. (1957). A Study of Personal Income Distribution. New York: Columbia

University Press.

Mincer, J. (1958, Gusht). Investment In Human Capital and Personal Income

Distribution. The Journal of Political Economy, 66(4), 281-302.

Mincer, J. (1974). Schooling, Experience and Earnings (bot. i Illustrated). New York,

USA: Columbia University Press fot the National Bureau of Economic

Research.

Mitchell, B. (2014, dhjetor 28). Demystifying Modern Monetary Theory. (N. E.

Thinking, Intervistuesi) Gjetur në https://youtu.be/YnyDRwSqp2E

Moretti, E. (2002). Estimating the Social Return to Higher Education: Evidence from

Longitudal and Repeated Cross-sectional Data. Cambridge MA: National

Bureau of Economic Research.

Nove, A. (2012). Socialism, Economics and Development (Routledge Revivals). New

York City: Routledge.

Padrón, F. (2004). Human Capital vs. Screening Hypothesis: An Exploratory Analysis

of the Labor Market of the City of La Paz. Revista latinoamericana de

desarrollo económico, 171-176.

Polachek, S. W. (2007, Nëntor). Earnings Over the Lifecycle: The Mincer Earnings

Function and Its Applications. Discussion Paper No. 3181. Bonn, Germany:

Forschungsinstitut zur Zukunft der Arbeit.

Psacharopoulos, G. (2009). Returns to Investment in Higher Education - A European

Survey. Higher Education Funding Reform Project. London: European

Commission.

Psacharopulos, G. (1981). Returns to Education: An Updated International

Comparison. Comparative Education, XVII (3), fv. 321-341.

Psacharopulos, G. (1985). Returns to Education: A further International Update and

Publications. The Journal of Human Resources, 283-604. Gjetur në

http://www-

wds.worldbank.org/external/default/WDSContentServer/WDSP/IB/2005/10/1

127

4/000178830_98101903364777/Rendered/PDF/REP362000Retur0ate0and0im

plications.pdf

Psacharopulos, G., & Patrinos, H. A. (2002). Returns to Investment in Education: A

further Update. The World Bank. Latin America and the Caribbean Region:

Education Sector Unit.

Roncaglia, A. (2005). The Wealth of Ideas: A History of Economic Thought (bot. i

illustrated, reprint). Cambridge: Cambridge University Press.

Ruder, P. J. (2014). Human Capital Theory. Eugene, Oregon, U.S.A.

SAS Institute Inc. (a.d.). Unequal Variances. Gjetur në JMP Statistical Discovery:

From SAS: http://www.jmp.com/support/help/Unequal_Variances.shtml

Schreyer, P. (2001). Measuring Productivity - Measurement of Aggregate and

Industry-level Productivity. Paris: OECD Directorate for Science, Technology

& OECD Statistics Directorate.

Schultz, T. (1961). Investment in Human Capital. The American Economic Review,

51(1), 1-17.

Smith, A. (1776). An Inquiry into the Nature and Causes of the Wealth of Nations

(Vëll. i I). New York: ΜεταLibri [2007 digital edition].

Sowell, T. (2016, October 9). Dr. Thomas Sowell dicusses why real wealth is "human

capital" not "material capital". (P. Robinson, Intervistuesi) Stanford

University. Palo Alto. Gjetur në https://youtu.be/NGQz1KcJb_8

Spence, M. (1973). Job Market Signaling. The Quarterly Journal of Economics, 355-

374.

The National Campaign to Prevent Teen and Unplanned Pregnancy. (a.d.). Tips and

Recommendations for Successfully Pilot Testing Your Program. Gjetur në U.S.

Department of Health & Human Services: http://www.hhs.gov/ash/oah/oah-

initiatives/teen_pregnancy/training/tip_sheets/pilot-testing-508.pdf

van Leeuwen, B. (2007). Human Capital and Economic Growth in India, Indonesia,

and Japan: A Quantitative Analysis, 1890-2000. Utrecht: Universiteit Utrecht.

World Bank. (2006-2016). World Bank national accounts data, and OECD National

Accounts data files. Gjetur 2017, nga

http://api.worldbank.org/v2/en/indicator/NY.GDP.PCAP.CD?downloadformat

=excel

World Bank. (2010). Global Consumption Database. Gjetur në World Bank Data

Topics: http://datatopics.worldbank.org/consumption/country/Albania#void

Zakirov, F. (2013). The Relationship between Labor Compensation and Productivity.

The Relationship between Labor Compensation and Productivity: An

Empirical Study of 30 Industries in the U.S. Västerås and Eskilstuna, Sweden:

Johan Lindén's Web Page.

128

SHTOJCA

Aneks I: Shembull i një kopjeje tipike të pyetësorit, e plotësuar nga një subjekt i

kampionit – faqe 1

129

Shembull i një kopjeje tipike të pyetësorit, e plotësuar nga një subjekt i kampionit

– faqe 2

130

Aneks II: Autputi kryesor i paketës statistikore për modelin ekonometrik

Response LN_Paga_Orare

Weight: Ed

Summary of Fit

RSquare 0.469323

RSquare Adj 0.463671

Root Mean Square Error 1.393361

Mean of Response 7.494058

Observations (or Sum Wgts) 11895

Analysis of Variance

Source DF Sum of Squares Mean Square F Ratio

Model 9 1450.8607 161.207 83.0340

Error 845 1640.5293 1.941 Prob > F

C. Total 854 3091.3900 <.0001*

Lack Of Fit

Source DF Sum of Squares Mean Square F Ratio

Lack Of Fit 844 1637.6466 1.94034 0.6731

Pure Error 1 2.8827 2.88272 Prob > F

Total Error 845 1640.5293 0.7768

Max RSq

Parameter Estimates

Variabli shpjegues Koeficienti Std Error t Ratio Prob>|t|

Intercept 7.4153822 0.135068 54.90 <.0001*

Ed 0.082062 0.006762 12.14 <.0001*

Eks 0.0141957 0.004171 3.40 0.0007*

Eks^2 -0.000282 9.048e-5 -3.11 0.0019*

Ten 0.0041783 0.001774 2.36 0.0187*

Orë/jv -0.028666 0.001396 -20.53 <.0001*

Sex 0.1388414 0.027612 5.03 <.0001*

Vendndodhja e punës

TR – grupi i referencës

ZB -0.086817 0.036935 -2.35 0.0190*

ZQ -0.154479 0.035379 -4.37 <.0001*

ZM -0.129837 0.043037 -3.02 0.0026*

131

Aneks III: Autputi i testeve për homogjneitetin e variançave të vlerave të

katrorëve të mbetjeve për 2 grupet e kampionit (inspektimi për

praninë e heteroskedasticitetit në model)

Oneway Analysis of “Mbetjet^2” By “KolonaTest”

Level Count Std Dev MeanAbsDif to Mean MeanAbsDif to Median

0 342 0.2785750 0.1647818 0.1415347

1 342 0.2847871 0.1530237 0.1192994

Tests that the Variances are Equal

Test F Ratio DFNum DFDen p-Value

O'Brien [.5] 0.0110 1 682 0.9165

Brown-Forsythe 1.1816 1 682 0.2774

Levene 0.4378 1 682 0.5084

Bartlett 0.1656 1 . 0.6840

F Test 2-sided 1.0451 341 341 0.6840

Welch's Test

Welch Anova testing Means Equal, allowing Std Devs Not Equal

F Ratio DFNum DFDen Prob > F

2.6814 1 681.67 0.1020

t Test

1.6375

132

Aneks IV: Autputi i paketës statistikore për versionin e pa-logaritmuar të modelit

ekonometrik

Response Paga_Orare

Weight: Ed

Summary of Fit

RSquare 0.402844

RSquare Adj 0.396484

Root Mean Square Error 4132.951

Mean of Response 2071.272

Observations (or Sum Wgts) 11895

Analysis of Variance

Source DF Sum of

Squares

Mean Square F Ratio

Model 9 9737024647 1.0819e+9 63.3378

Error 845 1.4434e+10 17081284 Prob > F

C. Total 854 2.4171e+10 <.0001*

Lack Of Fit

Source DF Sum of

Squares

Mean Square F Ratio

Lack Of Fit 844 1.4429e+10 17096228 3.8257

Pure Error 1 4468755.86 4468755.9 Prob > F

Total Error 845 1.4434e+10 0.3907

Max RSq

Parameter Estimates

Variabli shpjegues Koeficienti Std Error t Ratio Prob>|t|

Intercept 3821.029 400.6361 9.54 <.0001*

Ed 124.77201 20.05699 6.22 <.0001*

Eks 25.992487 12.37199 2.10 0.0359*

Eks^2 -0.536957 0.268387 -2.00 0.0457*

Ten 0.2380377 5.261286 0.05 0.9639

Orë/jv -87.83811 4.140859 -21.21 <.0001*

Sex 412.56427 81.90117 5.04 <.0001*

Vendndodhja e punës

TR – grupi i referencës

ZB -125.5816 109.5553 -1.15 0.2520

ZQ -339.4144 104.9414 -3.23 0.0013*

ZM -272.3622 127.6563 -2.13 0.0332*

133

Aneks V: Autputi i paketës statistikore për analizat “F-Test” dhe “z-Test”, të

nevojshme për testimin e hipotezës shoqëruese H16 të punimit

F-Test: Two-Sample for Variances

m f

Mean 44.06382979 42.5

Variance 104.9280884 64.95697329

Observations 517 338

df 516 337

F 1.615347561

P(F<=f) one-tail 1.11495E-06

F Critical one-tail 1.179081508

t-Test: Two-Sample Assuming Unequal Variances

m f

Mean 44.06382979 42.5

Variance 104.9280884 64.95697329

Observations 517 338

Hypothesized Mean Difference 0

df 824

t Stat 2.487803868

P(T<=t) one-tail 0.006525063

t Critical one-tail 1.646704955

P(T<=t) two-tail 0.013050127

t Critical two-tail 1.962847116

z-Test: Two Sample for Means

m f

Mean 44.06382979 42.5

Known Variance 104.9280884 64.95697329

Observations 517 338

Hypothesized Mean Difference 0

z 2.487803868

P(Z<=z) one-tail 0.00642673

z Critical one-tail 1.644853627

P(Z<=z) two-tail 0.01285346

z Critical two-tail 1.959963985

134

Aneks VI: GDP për frymë dhe orët e punës në javë të punonjësve me kohë të plotë

për 28 shtetet e Bashkimit Evropian

Shteti

GDP për frymë ($)

mesatarja për 2006-2016 Orë pune / javë

Greqia 24,552.17 44.0

Austria 47,440.41 43.6

Mbretëria e Bashkuar 42,966.95 42.9

Polonia 12,593.51 42.5

Republika Çeke 19,321.49 42.3

Qipro 29,064.07 42.1

Sllovenia 23,256.15 42.1

Portugalia 21,774.81 42.0

Spanja 30,114.51 41.7

Gjermania 43,263.84 41.7

Kroacia 13,359.51 41.7

Sllovakia 16,890.46 41.6

Bullgaria 6,964.16 41.5

Malta 22,134.60 41.4

Belgjika 44,435.25 41.3

Letonia 13,606.68 41.1

Estonia 16,830.81 40.9

Franca 40,857.45 40.9

Suedia 53,816.99 40.9

Holanda 50,108.87 40.9

Rumania 8,772.19 40.8

Hungaria 13,322.60 40.8

Italia 35,369.83 40.7

Luksemburgu 107,126.57 40.6

Finlanda 47,215.89 40.2

Irlanda 55,370.87 40.1

Lituania 13,674.65 39.7

Norvegjia 88,287.34 39.1

Danimarka 58,304.64 39.1

* Mesataret e GDP-së për frymë për dhjetëvjeçarin 2006-2016 janë llogaritur nga seritë

e të dhënave të “World Bank national accounts data, and OECD National Accounts data

files” (World Bank, 2006-2016).

** Vlerat e orëve të punës në javë janë marrë nga raporti “Comparative analysis of

working time in the European Union” (European Commission, 2006-2016).

Për efekt krahasimi, Shqipëria vlerën e GDP-së për frymë e ka $4`087.57,

ndërsa mesatarja e orëve të punës në javë për punonjësit me kohë të plotë, e njehsuar

nga kampioni i kësaj pune kërkimore, është 43.4.