SOU 1998:3

Välfärdens genusansikte : rapport till Utredningen om fördelningen av ekonomisk makt och ekonomiska resurser mellan kvinnor och män

Till statsrådet och chefen för Arbetsmarknadsdepartementet

Genom direktiv l994:102 den 15 september 1994 beslutades att till- sätta en särskild utredare för att kartlägga och analysera fördelningen av ekonomisk makt och ekonomiska resurser mellan kvinnor och män. Den 19 maj 1995 utsågs landshövding Kristina Persson, Öster- sund, till utredare. Utredningen har antagit namnet Kvinnomakrutred- ningen.

Den 1 augusti 1995 tillkallades såsom vetenskapliga experter Göran Ahrne, professor i sociologi vid Stockholms universitet, Anna G. Jönasdöttir, FD och universitetslektor vid Högskolan i Örebro, Inga Persson, professor i nationalekonomi vid Lunds universitet, Elisabeth Sundin, docent i företagsekonomi och biträdande professor vid tema Teknik och social förändring vid Linköpings universitet samt Eskil Wadensjö, professor i arbetsmarknadspolitik vid Stock- holms universitet. Sekreterare i utredningen har varit Anita Nyberg, universitetslektor i nationalekonomi och docent vid tema Teknik och social förändring vid Linköpings universitet, och biträdande sekre- terare FK Eva Lindblad och Gunilla Rapp.

Inom ramen för Kvinnomaktutredningen publiceras ett antal mo- nografier och antologier. Experterna har i egenskap av redaktörer och monografiförfattare svarat för urval och utformning av de olika skrif- terna, medan de enskilda artikelförfattama ansvarar för innehållet i si- na egna bidrag. Experter och artikelförfattare har arbetat under veten- skaplig självständighet.

Utredningsarbetet skall vara klart före den 31 december 1997. Skrifter publiceras dock successivt. Föreliggande skrift, Välfärdens genusansikte, utgör en av rapporterna i projektet Ekonomiska regel- system och ekonomiska resurser. Redaktörer är Inga Persson och Eskil Wadensjö.

Östersund och Linköping i december 1997

Kristina Persson

/ Anita Nyberg

lnnehållsförteckning

1 Välfärdens genusansikte — en introduktion 1 INGA PERSSON & ESKIL WADENSJÖ

2 Generationsräkenskaper — den offentliga sektorn 18 ur ett ekonomiskt-demografiskt perspektiv ROLF OHLSSON

3 Kvinnors och mäns syn på välfärdsstaten 32 STEFAN SVALLFORS

4 Subventioner av offentliga tjänster 49 — en fördelningsanalys av könsskillnader JOHAN FRITZELL

5 F öräldraförsäkringen 69 och jämställdhet mellan kvinnor och män MARIANNE SUNDSTRÖM & ANN-ZOFIE DUVANDER

6 Sjukförsäkringen ur ett genusperspektiv 92 PER JOHANSSON & MÅRTEN PALME

7. Sjukpenningförsäkringen, arbetsskadeförsäkringen, 111 förtidspensionen och efterlevandeskyddet ur perspektivet kvinna — man. ANN-CHARLOTTE STÅHLBERG

8 Den nuvarande och den nya ålderspensionen 127 — hur omfördelar dessa mellan kvinnor och män? ANN-CHARLOTTE STÅHLBERG & STIG TEGLE

9 Kvinnors och mäns avtalspensioner 161 ANN-CHARLOTTE STÅHLBERG & STIG TEGLE

Om författarna 180

Välfärdens genusansikte — en introduktion 1

INGA PERSSON & ESKIL WADENSJÖ

Alla människor, kvinnor såväl som män, har behov av att trygga sin försörjning under livscykelns olika faser. Detta kan de göra på flera sätt. Familjen och släkten utgjorde den centrala komponenten i tidiga- re århundradens trygghets- och försäkringssystem. Försörjningen vid sjukdom, ålderdom eller under andra perioder av låg egen försörj- ningsförmåga löstes i stor utsträckning genom samarbete inom och mellan olika generationer inom individens närmaste krets. Bara när familjen och släkten inte förmådde axla detta ansvar trädde större kollektiv såsom kyrkan och socknen in. Historiskt sett rådde således i Sverige en slags närhetsprincip vad gäller systemet för individernas trygghet och välfärd.l

Även i dagens svenska trygghets- och välfärdssystem spelar fa- miljen en viktig roll. Den svarar för grundläggande vård och omsorg om barn, sjuka och äldre men står också ofta för viss inkomstförsäk- ring och inkomstutjämning mellan familjemedlemmama. Man ställer upp för varandra på olika sätt, inom familjen och inom släkten. Men fokus i denna bok är inte på familjen, utan på de andra kollektiva system för trygghet och välfärd som vuxit fram som komplement till och ersättning för familjen och släkten.2 Indirekt är dock familjen och generationerna i högsta grad närvarande i boken. Arbets- och ansvars-

] Frågan om vilka beslut och ingripanden som bör förläggas till EG-nivå har under se- nare år diskuterats utifrån den s.k. närhets- eller subsidiaritetsprincipen. Denna säger att ansvar och beslutskompetens alltid bör förläggas till lägsta möjliga nivå. Besluts- fattande och ingrepp inom olika områden bör aldrig utföras på en högre nivå, om de kan utföras lika bra eller bättre på lägre nivåer (se Persson, 1992, kapitel 5). Spicker (1991) beskriver och diskuterar närhetsprincipens historiska bakgrund och dess till- lämpning i EG-sammanhang. I det här aktuella fallet skulle principen innebära att fa- miljen bör ansvara för medlemmarnas trygghet och försörjning och ”högre” instanser såsom t.ex. kommun och stat ta över först när familjens möjligheter är uttömda. 2 Fördelningen av tid och pengar inom familjen behandlas ingående i två andra voly- mer från Kvinnomaktutredningen, Ahrne & Roman (1997) och Ahrne & Persson (red.) (1997).

fördelningen mellan kvinnor och män inom familjen och på arbets- marknaden kastar sin långa skugga över de kollektiva försäkrings- och trygghetssystemen och medför att dessa system, trots sina numera ofta formellt sett könsneutrala regler, kommer att ge skilda utfall för kvinnor och män.3 Det är bland annat detta, de kollektiva trygghets- och välfärdssystemens genusansikte, som författarna i denna bok ana- lyserar. Men boken tar även upp andra genusaspekter på välfärden. Sålunda behandlas även den historiska framväxten av det svenska välfärdssamhället sedd ur ett generations- och könsperspektiv, skill- nader i kvinnors och mäns syn på välfärdsstaten samt hur offentliga tjänster omfördelar mellan kvinnor och män.

1.1. Ett generations- och könsperspektiv på det svenska välfärdssamhällets framväxt

Den traditionella forskningen om välfärdsstaten och om välfärdssta- tens historiska framväxt har utsatts för stark kritik från kvinnoforskare för att den försummat genusperspektivet. Forskningen har därmed, hävdar dessa forskare, försummat betydelsen av välfärdsstatens ut- formning för jämställdheten mellan kvinnor och män, dess uppdel- ning i olika slags ”välfärdsregimer” fångar och återspeglar inte ur ge- nusperspektiv centrala dimensioner och distinktioner mellan välfärds- stater och den missar viktiga faktorer och drivkrafter bakom välfärds- statemas tillkomst och utveckling. Genom sin forskning har kvinno- forskama visat hur ”gendering the welfare state” medför att bilden förändras och nya frågeställningar tillförs och kommer att framstå som centrala.4 En illustration av detta återfinns i en annan bok från Kvinnomaktutredningen. Där visas bl.a. hur de grundläggande dragen i den svenska välfärdsstaten främjat jämställdheten mellan kvinnor och män och hur alternativa utformningar av besparings- och ned- skämingspolitik i den offentliga sektorn kan få helt olika konsekven- ser vad gäller hur hårt kvinnor drabbas jämfört med män (Sainsbury & Nordgren, 1997).

Ytterligare en illustration av att analysen av välfärdsstaten får ett värdefullt tillskott genom att ett generations- och könsperspektiv till- förs på ett kvalificerat sätt erbjuder Rolf Ohlssons bidrag till denna volym. Den fråga en häpen läsare ställer sig är snarast varför detta inte uppmärksammats och analyserats i den tidigare forskningen om

3 Arbetsfördelningen mellan kvinnor och män på arbetsmarknaden och kvinnors och mäns ekonomiska utfall på arbetsmarknaden behandlas ingående i två andra volymer från Kvinnomaktutredningen, Persson & Wadensjö (l997a) och Persson & Wadensjö Sl997b). Se Sainsbury (1994) och Sainsbury (1996). 2

faktorer bakom välfärdsstatens tillväxt. Men bättre sent än aldrig! Ohlsson redovisar nu i sitt kapitel de första rönen från ett stort eko- nomisk-historiskt forskningsprojekt ”Generationsekonomi. Genera- tionsaspekter på de offentliga utgifterna i Sverige 1880—1995”. Han menar att en kritik som kan riktas mot de förklaringsmodeller till väl- färdssamhällets framväxt som framförts och studerats i tidigare forsk- ning är att dessa i stor utsträckning bortsett från långsiktiga sociala förändringsprocesser, som varit nära förknippade med den demogra- fiska utvecklingen, med organisationen av produktionen som mark- nadsproduktion eller produktion utanför marknaden och med arbets- delningen mellan kvinnor och män.

En närmare analys av de offentliga utgifterna i Sverige visar att det finns ett starkt demografiskt mönster, dvs. olika generationer av kvin- nor och män har fått ta del av den offentliga konsumtionen och de of- fentliga transfereringama i olika omfattning. Detta mönster har dess- utom varierat kraftigt över tiden. Hur mönstret förändrats över tiden visar Ohlsson genom empiriska analyser av hur de offentliga utgifter- na åren 1920, 1950 respektive 1990 varit fördelade vad gäller typ av utgifter, utgifter riktade mot olika åldersgrupper respektive utgifter riktade mot kvinnor och män. Han finner bl.a. att det finns en klar tendens till att de offentliga utgifterna gått från generella utgifter som varit lika för alla till att alltmer riktas mot särskilda åldrar. Nattväktar- staten har ersatts av livscykelomfördelande utgifter för offentliga transfereringar och tjänster och av utgifter för offentliga riskförsäk- ringar. Bakom de ”livscykelomfördelande utgiftema” döljer sig bl.a. utgifter för föräldraförsäkring och barnbidrag, daghem, utbildning, studiebidrag, pensioner och äldreomsorg. Detta är i samtliga fall ut— giftstyper där transfereringar mellan familjemedlemmar, och produk- tion inom hushållen, tidigare fyllde motsvarande funktioner. På likar- tat sätt döljer sig bakom de offentliga riskförsäkringarna utgifter i samband med sjukdom, arbetsskada, förtidspensionering och arbets- löshet, dvs. även det områden där familjen och släkten under tidigare historiska epoker hade en betydelsefull roll. Förändringarna över ti- den av den offentliga sektorn och dess utgifter kan därmed inte heller förstås utan att sättas in i ett generations- och könsperspektiv. I kapit- let diskuterar författaren avslutningsvis vilka ekonomisk-demografis- ka faktorer och förändringar som kan förväntas ha varit mest centrala för den observerade utvecklingen och vilka han och hans medarbetare därför avser följa upp i det fortsatta forskningsarbetet inom projektet.

1.2. Kvinnors och mäns syn på välfärdsstaten

Om det nu är så att den svenska välfärdsstaten är central vad gäller att främja jämställdheten och att kvinnor och män får del av den offentli- ga konsumtionen och de offentliga transfereringarna i olika omfatt- ning, så borde det inte vara förvånande om det också finns skillnader i kvinnors och mäns syn på välfärdsstaten. Finns det de facto skillnader i kvinnors och mäns attityder till och åsikter om välfärdspolitiken, hur ser dessa könsskillnader i så fall ut och har de varit stabila eller för- ändrats under nittiotalskrisen? Detta är några av de frågor Stefan Svallfors söker besvara i sitt kapitel i boken. Hans studie baseras på data från riksrepresentativa undersökningar om svenskarnas åsikter om välfärdspolitiken, genomförda 1992 och 1996.

Svallfors menar att eventuella åsiktsskillnader mellan kvinnor och män kan tänkas ha sin bakgrund i skilda egenintressen och/eller skilda socialisationsmönster mellan könen. Båda dessa faktorer kan förvän- tas leda till att kvinnor i större utsträckning än män kommer att stödja en kollektivt finansierad och offentligt organiserad välfärdspolitik. Stämmer dessa förväntningar?

Svallfors undersöker först kvinnors och mäns åsikter kring vilka som är bäst lämpade att sköta social service: stat och kommun eller andra instanser? Det visar sig, precis som förväntat, att en större andel av kvinnorna än av männen anser att stat och kommun är bäst lämpa- de. Könsskillnadema är emellertid inte särskilt stora; bara ifråga om barnomsorgen är de mer markanta. Det finns inga tecken på att atti- tydskillnadema mellan könen ökat under 90-talets första hälft. Stödet för stat och kommun, åtminstone vad gäller barnomsorgen och sjuk- vården, har ökat både bland kvinnor och män mellan 1992 och 1996.

Inte heller ifråga om synen på hur offentliga tjänster bör finansie- ras finns det några påtagliga åsiktsskillnader mellan kvinnor och män. Andelen som är för fortsatt kollektiv finansiering är ungefär lika stor bland kvinnor som bland män. Vad gäller socialförsäkringarnas finan- siering finns dock en viss könsskillnad; kvinnorna väljer i större ut- sträckning än männen kollektiv finansiering av socialförsäkringarna. En fördjupad analys, med hjälp av sammanfattande indextal, visar dock att kvinnorna genomgående är något mer positiva än männen till en offentligt organiserad och kollektivt finansierad välfärdspolitik samt att könsskillnaden vad gäller synen på välfärdspolitikens finan- siering förstärkts något under 90-talet. Kvinnorna har blivit något mer positiva till en kollektiv finansiering, medan männen blivit något mer negativa. Men även om åsiktsskillnaderna mellan kvinnor och män visar sig gå i den förväntade riktningen, måste det samtidigt konstate- ras att skillnaderna inte är påfallande stora vare sig 1992 eller 1996.

När motsvarande analyser genomförs för speciella grupper, dvs. befolkningen delas upp efter bl.a. klass, utbildningsnivå, ålder och familjesituation, visar det sig att könsskillnadema är större inom vissa grupper än inom andra. De mest entydiga resultaten är därvid att åsiktsskillnaderna mellan kvinnor och män är större bland tjänstemän än bland arbetare och större bland högutbildade än bland lågutbildade. Dessutom tyder resultaten (om än inte lika entydigt) på att könsskill- nadema i synen på välfärdspolitiken är mindre bland de medelålders än bland andra åldersgrupper, större bland privatanställda än bland of- fentliganställda och större bland ensamstående än bland sammanbo- ende.

Avslutningsvis konstaterar Svallfors att hans studie enbart behand- lat attitydskillnader mellan könen vad gäller vissa aspekter av väl- färdspolitiken. Det är, menar han, t.ex. inte osannolikt att åsiktsskill- naderna mellan kvinnor och män är tydligare och större i frågor som mer direkt berör relationerna mellan kvinnor och män och jämställd- hetspolitiken. Mycket forskning återstår således att göra på det fält som Svallfors studie öppnat.

1.3. Fördelningseffekter av offentliga tjänster

Inom den samhällsvetenskapliga forskningen finns det en mängd stu- dier av hur välfärdsstaten omfördelar inkomster. Fokus har därvid of- tast varit på hur inkomstfördelningen mellan individer (eller hushåll) påverkas av skatter och transfereringar och inte på hur inkomstfördel- ningen mellan kvinnor och män påverkas. I en annan bok från Kvin- nomaktutredningen (Nyberg, 1997) har emellertid Anita Nyberg kart— lagt hur skatter och offentliga transfereringar av olika slag ser ut för kvinnor jämfört med för män.

Andra, kanske mindre uppmärksammade fördelningseffekter av välfärdsstaten uppkommer genom att de tjänster som tillhandahålls via den offentliga sektorn ofta är starkt subventionerade. Även här har forskarna försökt kartlägga och mäta hur fördelningseffektema ser ut. Studierna på detta område är emellertid betydligt färre, förmodligen delvis på grund av att mät— och metodproblemen är svårare. En forsk- are som tidigare genomfört dylika studier för Sverige är Johan Fritzell (se Fritzell, 1994). Men det har då återigen handlat om att belysa hur de offentliga tjänsterna påverkar inkomstfördelningen mellan indivi- der och hushåll, oberoende av kön. För Kvinnomaktutredningen har vi bett Fritzell att försöka genomföra motsvarande studier av de of- fentliga tjänstemas fördelningseffekter, men nu med inriktning på hur de påverkar inkomstfördelningen mellan könen. Resultaten redovisas i hans kapitel i denna bok.

Fritzell analyserar fördelningseffektema av en stor del av de mest omfattande subventionerade tjänsterna inom välfärdsområdet, nämli- gen barnomsorg, skola, sjuk- och hälsovård samt äldreomsorg. Den fråga han ställer är hur subventioneringen av dessa tjänster påverkar inkomstskillnadema och inkomstfördelningen mellan kvinnor och män. Studiens perspektiv är således begränsat såtillvida att de offent- liga tjänsterna enbart studeras utifrån en inkomstfördelningsansats.

Startpunkten för Fritzells empiriska studie är hushållens disponibla inkomster, dvs. inkomster efter direkta skatter och kontanta transfere- ringar. Till dessa inkomster adderas därpå de beräknade värdena av de tjänstesubventioner som utgår till varje individ i respektive hushåll. Hushållsinkomstema (såväl de vanliga disponibla inkomsterna som inkomsterna inklusive värdet av samtliga subventioner) görs på sed- vanligt sätt, med hjälp av s.k. ekvivalensskalor, jämförbara mellan hushåll med olika storlek och sammansättning.

Studiens resultat visar att det finns såväl tydliga åldersmönster som könsmönster i hur subventionerna från de offentliga tjänsterna fördelar sig. Könsskillnadema i de genomsnittliga totala subventio- nerna (dvs. för alla tjänstetyperna sammantagna) är störst dels vid re- lativt unga åldrar (20—44 är), dels i den äldsta åldersklassen (75—84 år), medan skillnaderna är mycket små under den ”övre medelåldem” och bland ”yngre pensionärer”. I yngre åldrar är det subventioner i samband med omsorg och skolgång för barn som slår igenom. Efter- som cn hel del barn och ungdomar lever med enbart en förälder och detta i en överväldigande majoritet av fallen är modern så kommer (med den i studien använda metoden) mer subventioner för bamom- sorg och skola i genomsnitt att påföras kvinnor än män. För äldre pensionärer är det framförallt könsskillnader i genomsnittliga sub- ventioner för äldreomsorg som slår igenom. Bakgrunden till detta är förmodligen delvis att kvinnor i större utsträckning än män är ensam- stående i dessa åldrar och därför inte i lika stor omfattning som män kan erhålla den omsorg de behöver via sin parrelation. Sammantaget innebär dessa könsskillnader i genomsnittliga subventioner under olika åldrar att kvinnor i genomsnitt erhåller större subventioner från dessa fyra offentliga tjänstetyper än vad män gör. De offentliga tjänsterna tenderar med andra ord att påverka inkomstfördelningen till förmån för kvinnor. Vidare visar studien att ”inkomstskillnadema” inom respektive kön tenderar att utjämnas då värdet av de subventio- nerade tjänsterna påförs de disponibla inkomster och att detta i högre grad är fallet bland kvinnor än bland män.

F ritzell pekar också på en indirekt slutsats som kan dras från hans studie. Eftersom de offentliga tjänsterna enligt studien har större be- tydelse för kvinnor än för män, så kan en ökad avgiftsfinansiering av

offentliga tjänster också väntas få olika konsekvenser för kvinnor och män. Kvinnor kan komma att drabbas hårdare än män både om de ökade avgifterna innebär att subventionsgraden sänks och om de med- för att kvinnor i större utsträckning än män avstår från att över- huvudtaget utnyttja tjänsten.

Även Fritzells studie bör betraktas som ett första försök på ett nytt fält. Den använda metoden har överförts från tidigare studier av in- komstfördelningseffektema av offentliga tjänster och kan i framtida studier behöva utvecklas ytterligare då den tillämpas på inkomstför- delningen mellan könen. Exempelvis frågar man sig om subventionen av barnomsorg och skola helt bör påföras de ensamstående mödrarnas ”inkomster”. Om denna subvention inte funnits, skulle då inte dessa barns fäder tvingats ta större ansvar för omsorg och utbildning av sina barn eller är det ett rimligt jämförelsealternativ att enbart mammorna skulle ha svarat för dessa kostnader om offentligt subventionerad barnomsorg och skola ej funnits? Och måste inte de äldre kvinnornas icke-marknadsproducerade omsorg om sina åldriga män tas med i bil— den? Även den kan ju betraktas som en ”tjänstetransferering”, vilken ökar mäns välfärd och ”inkomster”.

1.4. Trygghetens olika pelare

Som vi påpekat ovan har alla individer behov av ett trygghetssystem som säkrar deras försörjning. Men detta trygghetssystem kan vara uppbyggt på en rad olika sätt. Den samhällsvetenskapliga forskningen var under en period kraftigt fokuserad på de offentliga trygghetssys- temen. Bl.a. studerade man hur de offentliga systemen var uppbygg- da, hur de vuxit fram och vilka ersättningsnivåer de gav för olika grupper. Länder och välfärdssystem klassificerades och man talade om olika ”välfärdsstatsregimer”. Under senare år har forskarna emel- lertid i ökad utsträckning lyft fram och analyserat det faktum att indi- vidernas trygghetssystem i allmänhet består av flera komponenter.5 Ibland talar man därvid om trygghetens tre pelare eller, i analogi med begreppet blandekonomi, om ”blandad välfärd” (the welfare mix eller mixed welfare). Den första pelaren utgörs då av det offentliga trygg- hetssystemet, den andra av avtalsförsäkringar och gruppförsäkringar (dvs. kollektiva trygghetssystem, förutom de offentliga, såsom t.ex. arbetsgivarnas trygghetsåtaganden) och den tredje, slutligen, av det privata trygghetssystemet. Det senare kan i sin tur omfatta dels regel- rätta individuella försäkringar och/eller familjeförsäkringar (eventu-

5 Se t.ex. Rein & Wadensjö (red.) (1997) och Edebalk, Ståhlberg & Wadensjö (1998). 7

ellt bekostade av arbetsgivaren), dels individuellt (eller familjegemen- samt) sparande av olika slag.

Trygghetens tre pelare samverkar med varandra på olika sätt.6 Pe- lama kan utgöra komplement, men också substitut till varandra. I Sve— rige har under de senaste decennierna de offentliga trygghetssystemen dominerat och den andra och tredje pelaren kan närmast sägas ha fun- gerat som komplement till de offentliga systemen. I andra länder kan den andra pelaren vara den centrala i individernas trygghetssystem och de två övriga främst fylla en komplementär roll. Vidare gäller att relationen mellan de tre pelarna inte är konstant över tiden, utan för- ändras och förskjuts på olika sätt. Om exempelvis de offentliga trygg- hetssystemen försämras sett ur individens perspektiv kan hon/han för- söka substituera med att förstärka den privata pelaren (t.ex. ta en indi- viduell pensionsförsäkring) eller den kollektiva pelaren (t.ex. få sin fackförening att förstärka avtalsförsäkringarna). I ett längre historiskt perspektiv är det, som vi diskuterade ovan, snarast så att utvecklingen inneburit att den privata pelaren krympt och, i för olika länder varie- rande proportioner, ersatts med offentliga och andra slags kollektiva trygghetssystem. Under senare år förefaller det i många länder finnas en förskjutning mot ökad betydelse för den andra pelaren, dvs. för t.ex. avtals- och gruppförsäkringar, relativt de offentliga trygghets- systemen.7

Den blandade välfärden innebär att det blir intressant att studera dels hur ”blandningen” ser ut och förändras över tiden i ett visst sam— hälle, dels hur de enskilda individernas ”trygghetspaket” är samman- satta och vad som påverkar detta. Ur kvinnomaktutredningens per- spektiv är det därvid eventuella systematiska skillnader mellan kvin— nor och män vad gäller ”välfärdsblandningen” och ”trygghetspake- ten” som behöver uppmärksammas och granskas.

Ett slags könsskillnader skulle kunna bestå i att de tre pelarna har olika betydelse för kvinnors och mäns trygghetspaket. I dagens Sveri- ge torde t.ex. den tredje pelaren, i form av familjen, spela större roll för kvinnors än för mäns ekonomiska välfärd. Kvinnors markant lägre arbetsinkomster (1994 i genomsnitt ca 110 000 kronor att jämföra med männens ca 167 000) gör att de för sin levnadsstandard är mer beroende än vad män är av transfereringar och inkomstdelning inom familjen.8 Ett annat exempel är att den andra pelaren, i form av avtals- försäkringar, torde spela större roll i svenska mäns än i svenska kvin-

6 För analyser och diskussion av detta, se Rein & Wadensjö (red.) (1997) och Ede- balk, Ståhlberg & Wadensjö (1998). 7 Se Rein & Wadensjö (red.) (1997). 8 Män är å andra sidan mer beroende av kvinnors oavlönade hushålls- och vårdarbete. Se diskussionen i Nyberg (1997). 8

nors trygghetspaket genom att dessa försäkringar i speciellt stor ut- sträckning ersätter inkomstbortfall över det s.k. inkomsttaket och det till helt övervägande del är män som har såpass höga inkomster.

Ett annat slags könsskillnader skulle kunna bestå i att reglerna för trygghetssystemen ser olika ut för kvinnor och män. Men sådana könsskillnader i de formella regelverken är idag inte längre tillåtna; enligt EU-direktiv skall reglerna vara könsneutralt utformade både i de offentliga och de arbetsgivarbaserade systemen. Istället är det vad som händer för kvinnor jämfört med för män när de könsneutrala reglerna tillämpas på en verklighet som är systematiskt strukturerad efter kön som blir av centralt intresse.

Studierna i de kapitel som följer i boken ägnas helt trygghetens första och andra pelare, närmare bestämt några av de offentliga re- spektive avtalsbaserade trygghetsförsäkringama. Dessa analyseras på olika sätt ur könsperspektiv. I vissa fall handlar det därvid om att be- lysa vilka incitament de skapar och hur de utnyttjas av kvinnor re- spektive män och i andra fall om att belysa hur systemen omfördelar mellan kvinnor och män. Boken är inte heltäckande i den meningen att samtliga offentliga och kollektiva trygghetssystem här blir föremål för studier. Syftet har snarare varit att försöka förstå och belysa de mekanismer och regler som gör att systemen kommer att ge skilda ut- fall för kvinnor och män, dvs. bidrar till att ge systemen ett genusan- sikte. Av speciell vikt är att även de avtalade trygghetssystemen, vilka är mindre uppmärksammade och belysta, blir föremål för studier ur ett könsperspektiv. Betydelsen av att förstå mekanismerna bakom de skilda utfallen för kvinnor och män i dessa system understryks av att de kan komma att få ökad betydelse i framtidens totala trygghetssys- tem.

1.5. Föräldraförsäkringen ur ett jämställdhetsperspektiv

Då föräldraförsäkringen infördes 1974 sågs den som ett led i att främ- ja en ökad jämställdhet mellan kvinnor och män i hemmet, arbetslivet och samhället. Marianne Sundström och Ann-Zofie Duvander under- söker i sitt kapitel i vilken utsträckning föräldraförsäkringen bidragit till att åstadkomma en sådan utveckling.9 Detta söker de belysa på två sätt. För det första genomför de en studie av vilka faktorer som påver- kar i vilken utsträckning föräldrarna delar på föräldraledigheten. Stu- dien baseras på statistiska bearbetningar av data från Riksförsäkrings-

9 Föräldraförsäkringen och dess betydelse analyseras också i andra av Kvinnomakt- utredningens böcker, se bl.a. Ahrne & Roman (1997) och Stark (red.) (1997).

verkets register över utnyttjad föräldrapenning för barn föddajanuari— april åren 1990 respektive 1994. För det andra redogör de för hur för- äldraförsäkringen påverkat unga kvinnors och småbarnsmödrars ar- betsmarknadsdeltagande. Detta gör de utifrån resultat från egen tidi- gare forskning baserad på data från arbetskraftsundersökningarna och SCB:s familjeundersökning.

Som alla vet har den överväldigande delen av föräldraledigheten i samband med vård av nyfödda barn utnyttjats av mödrarna. Under föräldraförsäkringens första år, 1974, var fädernas andel av dem som uppbar föräldrapenning ca 3 procent. Andelen steg därpå gradvis och var 1996 31 procent. Fädernas andel av det totala antalet ersatta dagar har dock förblivit låg; 1996 var den fortfarande enbart ca 11 procent. De fäder som använt sig av föräldraledigheten har som mest (1993 och 1994) i genomsnitt utnyttjat 40 dagar. De senaste åren har denna siffra åter sjunkit något och var för 1996 31 dagar. Bland gifta par år dock både andelen föräldralediga fäder och antalet av fäderna i ge- nomsnitt utnyttjade dagar markant högre; 1990 låg de på 45 procent respektive ca 60 dagar.

Vilka faktorer är det då som påverkar föräldrarnas benägenhet att dela på föräldraledigheten? Sundström och Duvander delar in barnen i sin studie i tre grupper utifrån hur många dagar deras fäder utnyttjat; barn där fadern inte alls utnyttjade föräldraledigheten, barn där fadern utnyttjade 1—30 dagar och barn där fadern utnyttjade mer än 30 dagar. Resultaten av deras statistiska analyser visar bl.a. att både 1990 och 1994 tog fäder som hade en högre inkomst året innan barnet föddes oftare ut föräldraledighet än vad fäder med lägre inkomster gjorde. I likhet med tidigare studier finner de vidare att en högre inkomst för modern ökar antalet dagar fadern tar ut. Denna effekt var dock mindre för barn födda 1994 än för barn födda 1990; föräldrapar där moderns inkomster låg i den högsta kvartilen hade t.ex. en avsevärt lägre benä- genhet att dela på föräldraledigheten 1994 än 1990. För båda åren vi- sar det sig också att fäderna tar föräldraledigt i mycket större utsträck- ning när det handlar om ett förstabam än när det handlar om ett andra- bam. Det verkar med andra ord inte finnas någon tillvänjningseffekt för fäderna!

Frågan om hur föräldraförsäkringen påverkat kvinnors arbetsmark- nadsdeltagande kan delas upp i två delfrågor, nämligen hur den inver- kat på unga, ännu barnlösa, kvinnors yrkesaktivitet och vilka effekter den haft på förvärvsgraden för de kvinnor som fått barn. Sundström och Duvander menar att utbyggnaden av föräldraförsäkringen gett unga barnlösa kvinnor starka incitament att etablera sig på arbets- marknaden innan de får barn och att den ökande andelen unga kvin- nor som arbetar heltid före första barnets födelse samt den stigande

medelåldern för förstföderskor sannolikt till stor del förklaras av för- säkringens utformning.lo Utifrån resultaten av en studie av betydelsen av föräldraförsäkringens utformning för kvinnors återgång i arbete ef- ter barnafödande i Sverige respektive Norge menar de också att den svenska föräldraförsäkringen underlättat återinträdet på arbetsmark- naden för kvinnor som fött barn och bidragit till en höjd förvärvsfrek- vens för småbamsmammoma. Detta stöds av resultaten i Gustafsson (1997).

1.6. Sjukförsäkringens omfördelningseffekter

En sjukförsäkring kan vara omfördelande på flera olika sätt. En typ av omfördelning är den som förekommer i varje genuin försäkring — en omfördelning till dem som drabbas av något, i detta fallet sjukdom, från dem som inte drabbas. Individer vet inte i förväg hur ofta och hur länge de kommer att vara sjuka. Det är därför försäkringar (offentliga eller privata) efterfrågas och därför som privat sparande är en mindre effektiv lösning. Att personer som drabbas mer också får mer beteck- nas i regel inte som omfördelning, om individens förväntade kostnad för försäkringen motsvarar den förväntade ersättningen (och administ- rationskostnaden).

Risken att vara frånvarande från arbetet på grund av sjukdom skil- jer sig emellertid åt mellan olika grupper på ett systematiskt sett. Att man inte vet i förväg hur ofta och hur länge en viss person kommer att vara borta från arbetet på grund av sjukdom, hindrar inte att t.ex. ett försäkringsbolag kan beräkna den förväntade frånvaron och hur den skiljer sig åt mellan olika grupper av människor, t.ex. mellan kvinnor och män. Är den förväntade frånvaron för grupperna olika men av— giften till försäkringen densamma så kan det sägas förekomma en om- fördelning. En omfördelning sker också om avgifter och förväntade kostnader av andra skäl inte motsvarar varandra.

Inom socialförsäkringssystemets sjukförsäkring sker en omfördel- ning på två sätt. För det första sker en omfördelning från dem som har låg förväntad sjukfrånvaro till dem som har hög förväntad sjukfrånva- ro. För det andra sker en omfördelning från dem med inkomster som är höga till dem med inkomster som är låga, på grund av att det finns ett tak i sjukförsäkringen. Ersättningen är bara baserad på inkomster upp till taket medan avgifter (arbetsgivaravgifter men inte egenavgif- ter) även betalas på inkomster över taket.

lo Resultaten i Gustafsson (1997) tyder dock på att dessa utvecklingstendenser funnits även i länder utan motsvarande utbyggnad av föräldraförsäkringen. Hon finner att majoriteten kvinnor i både Tyskland, Storbritannien och Sverige är heltidssysselsatta strax innan de blivit gravida med sitt första barn.

Per Johansson och Mårten Palme behandlar i sitt kapitel de omför- delningseffekter mellan kvinnor och män inom det offentliga sjukför- säkringssystemet som följer av att kvinnor och män är olika mycket sjukskrivna. Statistiken pekar klart på att kvinnor är mer sjukskrivna än män (skillnader som beror på skillnader i arbetsmiljö, hälsa etc. och inte på skillnader i beteende givet dessa variabler). Det sker där- för en inkomstöverföring från män till kvinnor.

Det förekommer också en omfördelning från män till kvinnor på grund av det tidigare nämnda taket för den inkomst som berättigar till ersättning från det offentliga sjukförsäkringssystemet. Män har oftare inkomster över taket än vad kvinnor har och omfördelningen sker från dem med inkomster över taket till dem med inkomster under taket.

Denna senare omfördelning mellan könen motverkas eller upphävs dock genom ersättningarna från avtalsförsäkringama och från avtal med liknande innehåll. Dessa försäkringar ger, förutom en allmän höjning av ersättningsnivåerna, också en kompensation för bortfall av inkomstdelar över taket inom socialförsäkringen. Ett undantag är dock avtalssjukförsäkringen på SAF—LO-området (AGS), inom vil- ken det inte utgår någon ersättning över taket. Hur omfattande omför- delningen mellan kvinnor och män är beror på hur avtalsförsäkringar- na finansieras och här är det inte självklart vem som reellt bär kostna— derna för försäkringen. Detta kan också skilja sig åt mellan de olika systemen. I vissa fall kan ersättningen ses som en del av ersättningen för arbete (dvs. som en sidoförrnån) och borde då egentligen tas med vid analysen av löneskillnadema mellan kvinnor och män.

Ann-Charlotte Ståhlberg analyserar i ett kapitel bl.a. hur stor den förväntade ersättningen från den avtalsbestämda sjukersättningen är jämfört med lönen för kvinnor och män. Resultaten av hennes under- sökning visar att männen erhåller betydligt högre relativ ersättning i tre av de fyra stora avtalsbestämda systemen — undantaget är systemet inom LO—SAF-området. Vid jämförelsen tas inte hänsyn till skillna- derna i antalet sjukskrivningsdagar mellan kvinnor och män. Resul— taten pekar på vikten av att analysera det totala systemet för ersättning vid sjukdom, dvs. såväl ersättning från socialförsäkringssystemet som från avtalsförsäkringama. Detsamma gäller för de andra trygghets- system Ståhlberg analyserar i sitt kapitel, nämligen arbetsskadeförsäk— ringen, förtidspensionen och efterlevandeskyddet.

Under de senaste åren har sjukförsäkringssystemet ändrats i flera avseenden: en karensdag har införts, ersättningsgraden har sänkts och en arbetsgivarperiod har införts. Syftet har varit att minska de offent- liga utgifterna. Så har också skett dels genom en lägre ersättning per sjukskrivningsdag, dels genom ett minskat antal sjukskrivningsdagar. Enligt Johansson och Palme kan alla tre reformerna ha bidragit till att

relativt sett försämra kvinnornas situation. Den sänkta ersättningen (lägre kompensationsgrad och en karensdag) har större betydelse för kvinnorna genom att de har mer omfattande sjukskrivning. Kvinnorna har också en större andel av sin sjukfrånvaro i form av korttidsfrånva- ro än vad männen har, vilket innebär att införandet av en karensperiod påverkar kvinnorna relativt sett mer än männen. Införandet av en ar- betsgivarperiod höjer arbetsgivarens kostnader mer för korttidsfrånva- ro än för längtidsfrånvaro relativt sett. Det innebär att arbetsgivarens kostnader ökar mer för kvinnor än för män. Det kan i sin tur påverka kvinnornas löneutveckling eller deras möjligheter att få arbete.

1.7. Pensionerna ur ett genusperspektiv

Ersättningen vid utträde ur arbetslivet genom ålderspensionering är för de flesta uppbyggd av flera olika ersättningar. I den internationella debatten talar man ofta om att ersättningen är uppbyggd av olika pela- re (pillars) eller lager (tiers).

Den första pelaren är socialförsäkringssystemet, som i Sverige i sin tur består av två delar. För det första får nästan alla folkpension (undantaget är en del personer med kort vistelsetid i landet). För det andra får de allra flesta som nu pensioneras ersättning från ATP, den allmänna tilläggspensionen. ATP-pensionen är relaterad till tidigare årsinkomster (upp till 7,5 basbelopp) och till antalet är med inkomster (upp till ett antal av högst 30 år). Den andra pelaren består av ersätt- ningar som är kopplade till anställningen. De allra flesta omfattas av avtalspensionssystem (avtal tecknade mellan arbetsgivarorganisatio- ner och fackliga organisationer). Dessa pensioners storlek varierar med antalet år med arbetsinkomster och i de flesta fall med arbetsin- komsten under åren närmast före pensioneringen. Avtalspensionema kompenserar för flertalet personer också för inkomstbortfall avseende den del av inkomsten som överstiger taket om 7,5 basbelopp i social- försäkringssystemet. En del personer har dessutom speciella pensio- ner som arbetsgivaren betalar som en del av anställningsavtalet och många har gruppförsäkringspensioner tecknade via sin fackförening. Den tredje pelaren utgörs av privata pensionsförsäkringar.

Sett till de totala pensionsutbetalningama (eller pensionsutfästel— serna) dominerar socialförsäkringssystemets pensioner. Men den re- lativa betydelsen av såväl avtalspensionema som de privata pensio- nerna ökar snabbt, och de har för vissa grupper (speciellt höginkomst- tagare) mycket stor betydelse. Deras ökade betydelse kan bl.a. förkla- ras av att allt fler får inkomster över taket i socialförsäkringssystemet.

Omfördelningen mellan kvinnor och män inom det offentliga pen- sionssystemet beror alltså dels på att folkpensionens storlek är obero—

ende av de avgifter som en individ betalat, dels på att ersättningarna från ATP-systemet är ofullständigt avgiftsrelaterade. Sammantaget har detta inneburit en viss omfördelning från män till kvinnor. Å andra sidan omfördelar avtalspensionssystemen från kvinnor till män bl.a. genom att de ger ersättning för inkomster över taket i socialför- säkringssystemet.

Omfördelningarna mellan kvinnor och män i pensionssystemen belyses ingående av Ann-Charlotte Ståhlberg och Stig Tegle i två ka- pitel i denna volym. Ett kapitel ägnas avtalspensionema. Huruvida reglerna i de olika avtalspensionssystemen i praktiken är mindre för- delaktiga för kvinnor än för män belyser de på två sätt. För det första beräknar och jämför de, utifrån simulerade livsinkomster för med- lemmar i Vårdförbundet, avtalspensionemas storlek för kvinnor och män tillhörande detta förbund. För det andra beräknar de hur avtals— pensionerna för kvinnor och män, med samma livsinkomstprofiler som i den första studien, skulle se ut om dessa individer istället hade ersatts enligt de olika regler som gäller i de övriga avtalspensionssys- temen. Är det så att graden av kompensation skiljer sig när avtalspen- sionema beräknas enligt de olika regelsystemen och finns det köns- skillnader därvidlag?

I författarnas andra kapitel står det offentliga pensionssystemet i fokus, både det gamla och det nya för vilket grundprinciperna fast— ställdes 1994 och där de konkreta reglerna troligen slutgiltigt kommer att bestämmas 1998. För det första jämför Ståhlberg och Tegle vad kvinnor respektive män får i pension med vad de betalar till pensions- systemet, dels när pensionen bestäms av nuvarande regler, dels när pensionen bestäms av reglerna i det reformerade systemet. Det visar sig att sammantaget omfördelar både det gamla och det nya pensions- systemet inkomster från män till kvinnor. För det andra beräknar de hur kvinnors respektive mäns pensionsnivåer förändras när pensio- nerna bestäms enligt nuvarande regelsystem respektive enligt det re- formerade systemet. Deras resultat pekar bl.a. på att det nya pensions- systemet inte innebär några större förändringar i de relativa pensio- nerna för kvinnor jämfört med män (däremot kan det nya pensions- systemet innebära betydande förändringar för enskilda personer eller undergrupper). Det nya pensionssystemet ger i genomsnitt lägre pen— sioner än det gamla, men det gäller både för kvinnor och för män.

Utmärkande för pensionssystemen är att pensionerna är relaterade till tidigare inkomster. Detta blir än mer tydligt i det nya pensions- systemet — nya ATP — i vilket pensionerna blir relaterade till livsin- komsten (samma princip gäller för det nya avtalspensionssystemet på — LO—SAF-området). Det betyder att i stort kommer de relativa in- komstskillnader som råder under aktiv ålder att fortsätta att gälla efter

pensioneringen, dvs. män kommer att ha högre pensioner än kvinnor. Inkomstolikhetema mellan män och kvinnor motverkas dock såväl före som efter pensioneringen delvis genom att det sker en utjämning inom hushållets ram. Mannen i ett hushåll har i regel högre arbetsin- komster än kvinnan, vilken å andra sidan tar en större del av hushålls- arbetet. En utjämning av inkomsterna sker inom hushållet. Vid skils- mässa upphör emellertid denna utjämning inom hushållets ram. Man- nen får, genom att ha investerat mer i arbetslivet, fortsatt högre in- komster fram till pensioneringen och dessutom högre pension som ett resultat av högre inkomster såväl före som efter skilsmässan. Även vid dödsfall finns denna typ, av problem genom att änkepensionen av- vecklats.

Det kan också vara värt att uppmärksamma att det kommer att ta lång tid innan en utjämning av arbetsinkomstema mellan män och kvinnor i aktiv ålder slår igenom i en utjämning av pensionerna mel- lan män och kvinnor. Det gäller inte minst i det nya pensionssystemet. Arbetsinkomster inte bara under åren efter att det nya pensionssyste- met formellt införts utan även arbetsinkomster under många år innan dess (vilka ju inte går att påverka nu) kommer att inverka på pensio- nens storlek.

1.8. Varför får välfärden ett genusansikte — några lärdomar

Välfärden har ett genusansikte. Välfärdsstaten omfördelar mellan kvinnor och män på ett sätt som gör att kvinnornas ställning stärks jämfört med männens. En del av de könsskillnader som finns i arbets- inkomster motverkas på detta sätt. Inom transfereringssystemen sker denna omfördelning främst genom att det finns ett inkomsttak i soci- alförsäkringar över vilket inkomstförluster inte kompenseras men över vilket avgifter fortfarande betalas. Det innebär en omfördelning från hög- till låginkomsttagare och män är oftare höginkomsttagare än kvinnor. Här är det viktigt att uppmärksamma att avtalsförsäkringama har en konstruktion som delvis upphäver denna omfördelning.

Andra orsaker till omfördelningar inom transfereringssystemen är att kvinnor har fler sjukdagar (och att avgiften till sjukförsäkringen inte är relaterad till förväntat antal sjukdagar) och att kvinnor lever längre och därmed erhåller pension i fler år (och att pensionsavgiften inte tar hänsyn till att det förväntade antalet är som pensionen utgår är olika för kvinnor och män). Även vad gäller offentlig konsumtion finns en omfördelning från män till kvinnor, bl.a. inom sjukvården. Kvinnornas sjukvårdskonsumtion är större, givet ålder, och kvinnorna

är dessutom överrepresenterade bland de äldre, vilka har en högre sjukvårdskonsumtion. Detsamma gäller åldringsvården. Kvinnorna är betydligt fler bland de äldre, men har också högre kostnader givet ål- der. Kvinnorna kan också viss mening sägas få större del av bamom- sorg och skola genom att de betydligt oftare är ensamstående föräldrar än vad männen är och därmed oftare har ansvar för barn. Här kan man dock fråga sig om inte denna typ av offentliga tjänster skall sägas utgå även till fäderna till barnen med ensamstående mödrar. Alternativet till subventionerad barnomsorg och skolgång kan ju, förutom att de ensamstående mödrarna betalar mer, vara att fäderna betalar högre underhållsbidrag och att de på så sätt i samma utsträckning som kvin- norna bidrar till kostnaderna för barnen.

Omfördelningen via den offentliga sektorn bidrar till att utjämna levnadsstandarden mellan kvinnor och män. Under 1990-talet har er- sättningsnivåema inom flera av transfereringssystemen sänkts och prövningen skärpts. Besparingar har gjorts inom den offentliga sek- torn och avgifterna för tjänster som barnomsorg, sjukvård och åld- ringsvård har höjts. Sammantaget bör detta enligt de analyser av den offentliga sektorns omfördelningsmekanismer som genomförts i den- na volym, ha inneburit större ekonomiska påfrestningar för kvinnor än för män. Omfattningen av de totala omfördelningama mellan genera- tioner och mellan kvinnor och män är dock inte känd och inte heller hur mycket denna omfördelning påverkats av de förändringar som skett under 1990-talet. Det finns ett mycket stort behov av fortsatt forskning på detta område. Studierna i denna volym utgör enbart ett första bidrag.

Litteraturförteckning

Ahrne, Göran & Persson, Inga (red.) (1997) Familj, makt och jämställdhet. Kvinnomaktutredningen. SOU 1997:138. Stockholm: Fritzes.

Ahrne, Göran & Roman, Christine (1997) Hemmet, barnen och makten:

Förhandlingar om arbete och pengar i familjen. Kvinnomaktutredningen. SOU 1997:139. Stockholm: Fritzes.

Edebalk, Per Gunnar, Ståhlberg, Ann-Charlotte & Wadensjö, Eskil (1998) Socialförsäkringarna. Stockholm: SNS Förlag. Fritzell, Johan (1994) F ördelningseffekter av ajfentliga tjänster. Rapport till ESO, Ds l994:86. Stockholm: Fritzes.

Gustafsson, Siv (1997), ”Familjepolitik och yrkesverksamhet bland kvinnor som fött barn — en internationell jämförelse” i Stark, Agneta (red.), Ljusnande framtid eller ett långt farväl? Den svenska välfärdsstaten i jämförande belysning. Kvinnomaktutredningen. SOU 1997:115. Stockholm: Fritzes. Nyberg, Anita (1997) Kvinnor, män och inkomster. Jämställdhet och oberoende. Kvinnomaktutredningen. SOU 1997187. Stockholm: Fritzes.

Persson, Inga (1992) Svenska kvinnor möter Europa. Ekonomisk integration och social harmonisering ur ett kvinnoperspektiv. Bilaga 16 till Långtidsutredningen 1992. Stockholm: Allmänna förlaget.

Persson, Inga & Wadensjö, Eskil (red.) (1997a) Kvinnors och mäns löner— varför så olika? Kvinnomaktutredningen. SOU 1997zl36. Stockholm: Fritzes. Persson, Inga & Wadensjö, Eskil (red.) (1997b) Glastak och glasväggar? Den köns- segregerade arbetsmarknaden Kvinnomaktutredningen. SOU 1997zl37. Stockholm: Fritzes.

Rein, Martin & Wadensjö, Eskil (red.) (1997) Enterprise and the Welfare State. Cheltenham: Edward Elgar. Sainsbury, Diane (red.) (1994) Gendering Welfare States. London: Sage. Sainsbury, Diane (1996) Gender, Equality and Welfare States. Cambridge: Cambridge University Press. Sainsbury, Diane & Nordgren, Margreth (1997) ”I nedskämingarnas tecken. Välfärdsstaten och jämställdheten” i Stark, Agneta (red.), Ljusnande framtid eller ett långt farväl ? Den svenska välfärdsstaten i jämförande belysning. Kvinnomaktutredningen. SOU 1997:115. Stockholm: Fritzes. Spicker, Paul (1991) ”The principle of subsidiarity and the social policy of the European Community”, Journal of European Social Policy, Vol. 2, no 1. Stark, Agneta (red.) (1997) Ljusnande framtid eller ett långt farväl? Den svenska välfärdsstaten i jämförande belysning. Kvinnomaktutredningen. SOU 1997:115. Stockholm: Fritzes.

Generations- och könsaspekter på det svenska välfärdssamhällets framväxt

ROLF OHLSSON

2.1. Inledning

Från att ha varit ett av Europas fattigaste länder under första hälften av 1800-talet har Sverige sedan dess utvecklats till att bli ett rikt väl- färdsland. Ett viktigt inslag i denna process har varit att en växande andel av samhällets resurser har tagits hand om av det offentliga (stat, kommuner, landsting). Dessa resurser har använts för att producera tjänster i offentlig regi (utbildning, hälso- och sjukvård, barnomsorg, äldreomsorg m.m.), men också för transfereringar till främst de icke yrkesverksamma i form av pensioner, barnbidrag, bostadsbidrag, ar- betslöshetsunderstöd m.m.

Om de offentliga utgifterna analyseras närmare, kan man konstate- ra att det finns ett tydligt demografiskt mönster, dvs. kvinnor och män och olika generationer har fått del av den offentliga konsumtionen och transfereringarna i olika omfattning. Så gäller exempelvis för år 1990 att individerna i åldrarna över 65 år genomsnittligt tog i anspråk när- mare tre gånger så mycket per person av de offentliga utgifterna som individerna i åldersgruppen 0—19 år.

Att anlägga ett generations- och könsperspektiv på framväxten av det svenska välfärdssamhället förefaller mot denna bakgrund att vara en fruktbar infallsvinkel och bör kunna ge nya insikter i och förståelse av hur välfärdssamhället växte fram under 1900—talet.

2.2. Förklaringsmodeller till välfärdssamhällets framväxt

Välfärdssamhällets framväxt och omfattning i den industrialiserade världen har i den samhällsvetenskapliga forskningen främst diskute- rats från politiska och ekonomiska utgångspunkter. Det kortsiktiga perspektivet har vidare dominerat. Bland de politiska förklaringsfak-

torema kan nämnas: inflytande från offentligt anställda och byråkra- temas maktambitioner (Niskanen, 1968), skatteillusion, maktfördel- ning mellan stat, kommun och landsting, olika intressegruppers styrka, den politiska ideologin, koalitionsregeringars betydelse, för- ändrad klasstruktur. Bland de ekonomiska förklaringsmodellema kan anföras välfärdsteoretiska ansatser (effektivitets- och fördelningsan- satser), efterfråge- och utbudsansatser (Wagners lag, Peacocks och Wisemans trappstegshypotes, ”Baumols dilemma” m.fl.) samt olika varianter av ”public choice”.l

Ett annat sätt att särskilja olika förklaringsmodeller är att göra en distinktion mellan den institutionella och den strukturella ansatsen. Något förenklat kan man påstå att den institutionella ansatsen, med dess betoning på klasstruktur och olika politiska ideologier, främst syftar till att försöka analysera nationella särdrag, dvs. varför väl- färdssystemen ser så olika ut i de västerländska samhällena. Gösta Esping-Andersen identifierar t.ex. tre typer av välfärdsstater: den libe- rala regimen med behovsprövade sociala förmåner, den korporativa regimen där bibehållandet av statusskillnader mellan olika grupper är viktig samt den socialdemokratiska regimen med generella sociala förmåner (Esping-Andersen, 1990).

Anhängarna av den strukturella ansatsen försöker däremot främst analysera vad som är gemensamt för de olika välfärdssamhällenas ut- veckling. De framhäver särskilt förändringarna i ekonomin som bak- omliggande drivkrafter: industrialisering, teknisk utveckling, ökad ar- betsdelning, ökad specialisering. Det går att urskilja två huvudansat- ser: För det första Adolph Wagner och hans ”lag om den växande statsverksamheten”, där efterföljama särskilt framhävt förbättringarna i levnadsstandarden och inkomstutvecklingen som drivkrafter bakom välfärdsstatens framväxt. För det andra ”neoinstitutionalistema” med Douglass North som en av förgrundsgestalterna. I korthet menar ”neoinstitutionalisterna” att den tekniska utvecklingen har resulterat i ökad specialisering, ökad arbetsdelning och förändrade relativa priser, vilket fått stora konsekvenser för företagens, marknadernas och fa- miljemas organisation och funktionssätt. Dessutom har transaktions- kostnadema ökat, dvs. det har behövts ökade resurser för att koordine- ra alltmer komplexa ekonomiska aktiviteter, där då den offentliga sektorn kommit att fylla en viktig funktion (North, 1985).

En kritik som kan riktas mot dessa förklaringsmodeller är att de i stor utsträckning bortser ifrån långsiktiga sociala förändringsproces- ser, som varit nära förknippade med den demografiska utvecklingen. En ansats som integrerar demografiska och ekonomiska faktorer

] För översikter se exempelvis Gustafsson (1977) och Barr (1992). 19

borde enligt min mening vara fruktbar i en diskussion om välfärds- samhällets framväxt.

En demografisk-ekonomisk ansats förefaller också rimlig mot bakgrund av att det i den internationella forskningen under senare år framkommit flera studier som visat på de demografiska faktorernas stora betydelse för tillväxten i de offentliga utgifterna (Lindert, 1994, 1996, m.fl.). Sålunda har man i ekonometriska studier, där man an- vänt såväl moderna tvärsnittsdata för ett flertal industrialiserade län— der som tidsseriedata för länder under de senaste hundra åren, kunnat konstatera att åldersfaktorer haft en mycket stark inverkan på de of- fentliga utgiftemas storlek. Ju äldre befolkning, desto mer har sam- hället spenderat på olika typer av sociala utgifter. Detta gäller inte bara utgifter för pensioner och sjukvård, vilket kan synas självklart, utan även, intressant nog, utgifter för utbildning, socialbidrag, arbets- löshetsunderstöd m.m., dvs. utgifter som riktar sig mot yngre perso- ner. Mekanismema bakom dessa statistiska samband vet vi emellertid ingenting om.

2.3. En befolkningsekonomisk förklaringsmodell: den empiriska bakgrunden

Från att ha utgjort mindre än 10 procent av bruttonationalprodukten vid sekelskiftet har de offentliga utgifterna ökat till över 70 procent i början av 1990-talet. Under de senaste decennierna har i synnerhet transfereringama ökat. Denna kraftiga ökning i transfereringama skil- jer också Sverige från övriga länder i Västeuropa (Atkinson, 1995).

Om de offentliga utgifterna analyseras närmare, kan konstateras att det finns ett tydligt demografiskt mönster, dvs. kvinnor och män och olika generationer har fått del av den offentliga konsumtionen och transfereringama i olika omfattning. Detta mönster har dessutom va— rierat över tiden.

För det första tycks det finnas en klar tendens att de offentliga ut- gifterna har gått från generella utgifter som varit lika för alla till att alltmer riktas mot särskilda åldrar. Detta framgår av tabell 2.1, som visar hur de offentliga utgifterna fördelar sig på olika kategorier; nattväktarstat, livscykelomfördelningar, riskförsäkringar och stöd till genuint svaga (i en kommentar till tabellen framgår vilka utgifter som ingår i de olika kategorierna) för åren 1920, 1950 och 1990. Det framgår klart att det ägt rum en drastisk minskning av nattväktarstats- utgiftemas andel, medan de kategorier som haft en demografisk kopp- ling och varit starkt åldersberoende, dvs. de livscykelomfördelande utgifterna och utgifterna för riskförsäkring, har ökat över tiden. Det framgår vidare av tabellen att stödet till de svaga andelsmässigt varit

förhållandevis litet och dessutom i relativa termer någorlunda stabilt över tiden.

Tabell 2.1 De offentliga utgifterna i Sverige 1920, 1950 och 1990, procentuell fördelning

1 920 1 950 1 990

Nattväktarstat 51 41 16 Livscykelomfördelande 30 38 45 Riksförsäkring 13 14 30 Stöd till svaga 6 7 9 Totalt 100 100 100

Med nattväktarstat avses utgifter för allmänna offentliga tjänster, försvar samt samhällsskydd och rättsväsende.

| livscykelomfördelande utgifter ingår föräldraförsäkring, barnbidrag och bidragsförskott, dag- och fritidshem, utbildning, studiebidrag, ålderspension, delpension, äldreomsorg. ! utgifter för riskförsäkring ingår sjukförsäkring, arbetsskadeförsäkring, förtidspension, arbets— löshetsförsäkring + KAS, arbetsmarknadspolitiska åtgärder, sjukvård. l stöd till svaga ingår utgifter för högkostnadsskydd (sjukvård), handikappersättnig, vårdbidrag, bostadsbidrag och socialbidrag, pensionstillskoft, KBT, bistånd och flyktingmottagning. Se Kruse, 1994 och Kruse & Ohlsson, 1995.

Källor: Opublicerat material. Se appendix.

För det andra har det över tiden skett stora relativa förskjutningar i ut- gifterna i riktning från de yngre (skola, barnbidrag, barnomsorg) till de äldre (pensioner, sjukvård, äldreomsorg). Men även de i yrkesverk- sam ålder har ökat sin andel av de offentliga utgifterna över tiden. Detta framgår av tabell 2.2, där ett försök har gjorts att åldersfördela de livscykelomfördelande utgifterna, utgifterna för riskförsäkring samt stödet till de genuint svaga på tre stora åldersgrupper, 0—19 år, 20—64 år samt över 65 år.

Tabell 2.2 Ojfentliga utgifter (livscykelomfördelande, riskförsäkring och stöd till svaga) efter ålder, procentuell fördelning

1 920 1 950 1 990

0—19 år 60 47 23 20—64 år 19 21 34 65— år 21 32 43 Alla 100 100 100

Anmärkning: För en bestämning av hur åldersuppdelningen av de offentliga utgifterna gjorts, se Kruse, 1994 och Kruse & Ohlsson, 1995.

Källor: Opublicerat material. Se appendix.

En jämförelse med tabell 2.3, som visar förändringarna i den svenska åldersstrukturen, visar att de relativa förskjutningama i utgifterna efter ålder i viss mån avspeglar grundläggande demografiska föränd-

ringar. Emellertid kan konstateras att de ungas andel av de offentliga utgifterna sjunkit betydligt mer än deras andel av befolkningen.

Tabell 2.3 Åldersfördelning i Sverige, procentuell fördelning 1920 1950 1990

0—19 år 39 29 24 20—64 år 53 61 56 65— år 8 10 18 Alla 100 100 100

Källor: Befolkningsrörelsen, Folkmängdens förändringar m.m.

Tabell 2.4 visar de offentliga utgifterna på per capita basis de tre un- dersökningsåren. Det framgår klart att det funnits stora skillnader mellan olika åldersgrupper och att det även på per capita basis ägt rum en markant förskjutning från de yngre till de medelålders och äl- dre över tiden. I synnerhet gäller att de äldre tagit i anspråk de offent- liga utgiftema i ökad utsträckning. År 1920 var per capita utgifterna ungefär lika höga för de äldre som för de unga. År 1990 tog de äldre i anspråk 2,5 gånger så mycket utgifter som de unga på per capita basis.

Tabell 2.4 Offentliga utgifter (livscykelomfördelande, ris/försäkring och stöd till svaga) per capita, index

1920 1950 1990

0—19 år 100 100 100 20—64 år 33 22 58 65- år 110 193 247

Anmärkning: Indexet är uppbyggt så att de offentliga utgifterna per capita för åldersgruppen 0—19 har satts till 100 respektive år. Exempelvis var per capita utgiftema år1920 10 procent högre för åldersgruppen 65— år jämfört med åldersgruppen 0—19. Ar 1990 var per capita utgiften för 65— år 147 procent högre än för 0—19 år.

Källor: Opublicerat material. Se appendix.

Slutligen visar tabell 2.5 att det även funnits ett könsmönster i de offentliga utgifterna, som emellertid i det närmaste utjämnats över ti- den. År 1920 tog en man i genomsnitt i anspråk 35 procent mer än en kvinna, medan motsvarande siffra för år 1990 var 10 procent mer. En närmare analys visar att detta förändrade könsmönster i de offentliga utgifterna främst kan tillskrivas att kvinnorna ökat sin andel dels ifrå- ga om de ökade utbildningssatsningarna, dels när det gäller pensio- nema.

Tabell 2. 5. Offentliga utgifter (livscykelomfördelande, riskförsäkring och stöd till svaga) per capita, män respektive kvinnor, index

1 920 1 950 1 990

Mån 135 127 110 Kvinnor 100 100 100

Anmärkning: Kvinnors per capita utgifter respektive år är satt till 100.

Källor: Opublicerat material. Se appendix.

2.4. En befolkningsekonomisk förklaringsmodell: en tentativ ansats

Några mer ingående historiska och kvalitativa studier, där de demo- grafiska faktorerna och generations— och könsaspektema och hur dessa påverkat de offentliga utgifterna ställts i förgrunden, har inte fö— retagits vare sig internationellt eller i Sverige. I en sådan befolknings- ekonomisk förklaringsmodell kan man i det svenska fallet tentativt urskilja olika interaktioner mellan demografiska och ekonomiska fak- torer, vilka borde beaktats mer än vad de hittills gjort i diskussionen om välfärdssamhällets framväxt. De demografiska faktorer som här skall behandlas är det sjunkande barnantalet, förändringar i dödlighet, förändringar i åldersstrukturen samt konsolideringen och uppluck— ringen av kärnfamiljen.

Det sjunkande barnantalet

En av de mest fundamentala bakomliggande förändringarna i den de- mografiska strukturen under 1900-talet är det sjunkande barnantalet. Denna nedgång i barnafödandet har främst berott på att man inom fa- miljen av olika skäl valt att skaffa sig färre barn. Så hade en gift kvin- na efter avslutat barnafödande genomsnittligt fött mellan fem och sex barn vid seklets början, medan det i våra dagar finns en mycket tyd- ligt utvecklad tvåbamsnorm för gifta och samboende kvinnor.

Främst kan det minskade barnafödandet ses som en anpassning till det moderna samhälle som växt fram, där den viktigaste drivkraften utgjorts av familjemas önskan att vilja ha färre barn för att därigenom förbättra sin (och barnens) ekonomiska och sociala situation; en val- situation som inte förelåg i det gamla bondesamhället. I ekonomiska termer och något förenklat kan nedgången i fruktsamheten ses som en konsekvens av de över tiden sjunkande intäkter och stigande kostna- der som beslutet att skaffa ytterligare ett barn blivit förknippade med.

Det ska också poängteras att nedgången i fruktsamheten från 1900 till 1995 inte skett jämnt och kontinuerligt utan varierat kraftigt över

tiden. Dessa variationer förefaller i sin tur främst ha varit förknippade med förändringarna på kvinnornas arbetsmarknad. Men även det all— männa arbetsmarknadsläget och familjepolitiska reformer har spelat en stor roll (Ohlsson, 1987).

Förändringar i dödlighet

Ytterligare en viktig demografisk faktor i den sociala omvandlings- processen har varit att medellivslängden ökat radikalt. Denna ökning i återstående medellivslängd kan främst tillskrivas den stigande lev- nadsstandarden. De medicinska faktorerna har också spelat en viss roll, men sannolikt mindre än vad som brukar anföras i den allmänna debatten.

Medan den återstående medellivslängden för ett nyfött barn vid seklets början var något över 50 år, kan en pojke i det postindustriella samhället förvänta sig att bli 75 år och en flicka 80 år, om dagens dödlighetsmönster i olika åldrar skulle gälla framöver.

Förändringarna i den återstående medellivslängden återspeglar i sin tur separata dödlighetsförändringar i olika åldrar, som ägt rum med varierande styrka under olika perioder. Under första hälften av seklet lyckades man genom den ökade levnadsstandarden i kombina- tion med de medicinska framstegen bemästra infektionssjukdomama, vilket resulterade i en kraftigt minskad dödlighet bland barn, ungdo- mar och medelålders personer. Efter 1950 har det främst varit den minskade dödligheten bland de äldre som gjort att medellivslängden ökat. I första hand kan denna utveckling tillskrivas den markant för- bättrade levnadsstandard som pensionärerna fått efter kriget, bland annat till följd av 1946 års pensionsreforrn och ATP—reformen. Även den förbättrade bostadsstandarden och utvecklandet av en effektiv antibiotika har troligen spelat stor roll i detta sammanhang.

Förändringar i åldersstrukturen

Konsekvensen av den kraftiga nedgången i barnafödandet — och av den sjunkande dödligheten, vilken dock bara haft en marginell bety- delse för att förklara förändringarna i åldersstrukturen — är att befolk— ningens åldersstruktur förändrats på ett dramatiskt sätt. Denna föränd- rade åldersstruktur har i sin tur fått genomgripande effekter på eko- nomin och på det sociala livet i största allmänhet.

Andelen av befolkningen i s.k. produktiva eller yrkesverksamma åldrar, 15—65 år, har varit förhållandevis oförändrad över tiden: 61 procent av totalbefolkningen vid seklets början jämfört med 64 pro- cent under 1990-talet.

Inom de yrkesverksamma åldrarna har det emellertid ägt rum stora förskjutningar i åldersstrukturen. Sedan seklets början har det skett en

markant ”förgubbning” och ”förgumning” inom arbetsstyrkan med vittgående konsekvenser för näringslivets organisation och funktions- sätt ifråga om karriärvägar, lönebildning, intemrekrytering, inställ- ning till ny teknik, produktivitet m.m.

Den mest radikala förändringen i åldersstrukturen har dock bestått i att relationen mellan antalet barn och antalet personer över 65 år för- ändrats. År 1900 fanns fyra gånger fler barn och ungdomar i åldrarna 0—14 år än personer i åldrarna över 65 år, medan det år 1990 fanns färre barn och ungdomar än äldre. Medan de yrkesverksammas för- sörjningsbörda i början av seklet nästan uteslutande avsåg barnen, måste de aktiva under 1990-talet främst försörja de äldre. Från att ha varit ett utpräglat barn- och ungdomssamhälle har Sverige under de senaste åren utvecklats till att alltmer bli ett ”pensionärssamhälle”, med betydande konsekvenser för statens och kommunernas ekonomi, för bostäder, för näringslivet, för det sociala livet och för de kulturella aktiviteterna i samhället. Denna dramatiska förändring i ålderssam- mansättningen har varit en grundläggande faktor bakom de relativa förskjutningar i de offentliga utgifterna som kunnat konstateras i ta- bell 2.2.

Konsolideringen och uppluckringen av kärnfamiljen

Ytterligare tre drag i familjestrukturens förändringar under 1900-talet är särskilt värda att betona. De förklarar till viss del den ökning i stö- det till de svaga som vi kunnat konstatera ägt rum (se tabell 2.1). Des- sa förändringar i familjestrukturen kan i generaliserande termer sägas visa konsolideringen av kärnfamiljen under första hälften av 1900- talet samt vissa uppluckringstendenser som ägt rum därefter.

För det första fanns det i början av seklet betydligt fler ogifta eller ej sammanboende kvinnor (och män) än vad som var fallet under 1990-talet. Sannolikt var detta en konsekvens av kvarlevande demo- grafiska tänkesätt och beteenden från det gamla bondesamhället. En intressant hypotes till varför förhållandevis få var gifta vid sekelskif- tet är de låga lönerna för kvinnorna. Då kvinnornas löner var mycket låga jämfört med männens innebar giftermål en kraftig sänkning av levnadsstandarden för mannen, om båda parterna i äktenskapet levde på samma materiella nivå. Många män valde därför att leva ensamma.

För det andra började unga människor, särskilt efter 1965, att i allt ökad utsträckning bilda familj utan att formellt gifta sig. Kvinnans förändrade roll på arbetsmarknaden och kvinnornas stigande relativ- lönema jämfört med männens, men även lagstiftning och en förändrad ideologi kan anföras som viktiga faktorer bakom den förändrade fa- miljebildningsformen.

För det tredje har antalet skilsmässor ökat mycket kraftigt sedan sekelskiftet, särskilt efter 1970. Det har sannolikt varit lättare att bryta upp från ett äktenskap, när parterna varit ekonomiskt jämställda, dvs när deras löner varit ungefär lika höga, än från ett äktenskap, där löne- skillnadema varit stora. Detta senare var fallet i början av seklet, och där därför också arbetsfördelningen mellan man och kvinna var an— norlunda.

2.5. Generationsperspektiv på välfärdssamhällets framväxt: omsorgs— och utbildningssamhället

Från att ha varit ett samhälle dominerat av jordbruk och industri har Sverige under 1900-talet alltmer utvecklats till att bli ett tjänste-, vård- och omsorgssamhälle. Befolkningens efterfrågan på varor och tjänster har genomgått stora förändringar sedan sekelskiftet beroende på reallöneutvecklingen och de allmänna standardförbättringama samt den genomgripande omvandlingen i näringslivets organisation och funktionssätt. Detta har varit viktiga faktorer bakom den generella ökningen i de offentliga utgifterna; från 10 procent av bruttonational- produkten är 1910 till över 70 procent i början av 1990-talet.

Men de demografiska faktorerna har spelat en avgörande roll även i detta sammanhang. Sålunda har det funnits direkta kopplingar mel- lan det ökade antalet äldre samt äldreomsorgens, hälso— och sjukvår- dens och pensionssystemets expansion. Men även när det gäller barn- omsorgen och utbildningssektom har det funnits indirekta och starka samband med den demografiska utvecklingen.

Äldreomsorgen: Det kraftigt stigande antalet äldre har inneburit en ökad efterfrågan på och ett ökat behov av vård och omsorg. Medan 8 procent av den svenska befolkningen år 1920 var över 65 år var mot— svarande andel år 1990 18 procent. En mer detaljerad analys visar vi- dare att det främst är i de allra äldsta åldersgrupperna som de äldres antal ökat och särskilt då under senare decennier.

I början av seklet ansågs det primärt vara en familjeangelägenhet att ta hand om det fåtaliga antalet äldre. 1918 års fattigvårdslag inne- bar en första ideologisk förändring. Den markerade att det var sam- hällets uppgift att ta hand om de äldre. Kommunerna blev således skyldiga att inrätta åldersdomshem för äldre, friska pensionärer. En andra ideologisk förändring inträffade efter 1950, då hemmaboende- ideologin blev alltmer dominerande. En viktig orsak till denna föränd- ring var existensen av en arbetskraftsreserv i förrn av hemmafruar, som kunde utnyttjas för att göra hemtjänst hos de gamla.

Den explosionsartade ökningen av antalet äldre, i kombination med det ökade välståndet, ideologiska förändringar och en potentiell

arbetsstyrka i form av gifta kvinnors inträde på arbetsmarknaden in- nebar alltså en gradvis ökad efterfrågan på äldreomsorg, som särskilt accelererade efter 1970 (Broomé & Jonsson, 1994).

Hälso— och sjukvård: Vi har förhållandevis lite kunskaper om de grundläggande drivkrafterna bakom hälso- och sjukvårdens expansion under 1900-talet. Det ökade antalet äldre kan i viss mån förklara ex- pansionen, men bara marginellt. Istället har sjukvårdsexpansionen främst berott på att sjukvårdskonsumtionen ökat per person. Åld- ringsexplosionen har emellertid varit betydelsefull på så sätt att de äldre blivit alltmer intensivt vårdade jämfört med yngre personer, vil- ket bl.a. berott på den tekniska utvecklingen som inneburit att man kunnat behandla sjukdomar allt längre upp i åldrarna. I sin tur har detta ökat sjukvårdskostnadema och därmed lett till ett ökat behov av personal (Ohlsson, Broomé & Nilstun, 1993).

Pensioner: Den kraftiga ökningen av antalet pensionärer har varit en viktig faktor bakom den kraftiga förskjutningen av de offentliga utgifterna mot de äldre. Men även i detta sammanhang förklaras ök— ningen främst av ökningen 1 per capita utgifter. Några milstolpar på denna väg har varit pensionsreforrnema 1913, 1946 och 1959 (Kruse, 1994).

Barnomsorgen: Bamomsorgens framväxt kan först och främst sä- gas vara en effekt av de gifta kvinnornas inträde på arbetsmarknaden. Ideologiska motiv har också spelat en stor roll i sammanhanget. Man kan här urskilja två olika utvecklingslinjer, där båda var och en för sig haft sin grund i realekonomiska och demografiska förändringar.

I början av seklet gifte sig kvinnorna sent, och många, uppskatt- ningsvis 30 procent, förblev ogifta livet igenom. Från samhällets sida fanns därför behov av att finna meningsfulla arbetsuppgifter för dessa kvinnor. Ett uttryck för detta var den s.k. Fröbelideologin, som inne- har att de ogifta kvinnorna skulle stödja familjerna genom att utbilda sig för barnuppfostran. De barnträdgårdar som påbörjade sin verk- samhet i början av seklet var konkreta uttryck för denna ideologi (Tallberg, 1991).

Fröbelideologin ersattes emellertid på 1930- och 1940-talen av en helt ny ideologi med helt nya sätt att se på barn. Denna nya ideologi brukar förknippas med Alva Myrdal och hade som främsta känne- tecken vad som kan benämnas ”socialpedagogik”. Den nya ideologin, i kombination med de demografiska och realekonomiska förändring- arna, fick som resultat att barnomsorgen så småningom övergick i of- fentlig regi och fick ett helt annat innehåll än tidigare.

Denna socialisering av familjen, med en kraftigt utbyggd bamom- sorg särskilt under 1960— och 1970-talen, skedde parallellt med att de gifta kvinnornas förvärvsintensitet ökade markant. Så småningom

började också tendenser till den traditionella borgerliga kämfamiljens upplösning att märkas, vilket också detta innebar en ökad efterfrågan på barnomsorg.

Utbildningssektorn: Ytterligare ett viktigt inslag i välfärdssamhäl— lets framväxt har bestått i en kraftig expansion inom skolväsendet, så- väl inom den obligatoriska som den icke-obligatoriska skolan. En mångfald motiv har här legat bakom kapacitetsutbyggnaden, men i sammanhanget har de demografiska förändringarna spelat en stor roll. Man kan uttrycka det så att det sjunkande barnantalet har inneburit att familjerna övergått från att ha en kvantitetssyn på barn till att ha en kvalitetssyn, där utbildning, men också barnomsorg i offentlig regi, har utgjort ett viktigt element för att höja barnens humankapital. Det ska i sammanhanget påpekas att utbildningsexpansionen först och främst varit flickornas utbildningsexpansion, särskilt efter 1927 års skolreform. Detta är en viktig orsak till att kvinnorna genomsnittligt tagit i anspråk mer av de offentliga utgifterna över tiden (tabell 2.5) (Ohlsson, 1986).

Som framgår av tabell 2.4 har emellertid den ökade satsningen på de unga i form av utbildning, barnomsorg, barnbidrag varit betydligt mera blygsam än satsningen på de äldre, mätt i per capita termer. Som vi tidigare konstaterat var de offentliga utgifterna per capita för de unga ungefär lika höga som för äldre är 1920. År 1990 var per capita utgifterna för de äldre 2,5 gånger så höga som för de unga.

2.6. Könsperspektiv på välfärdssamhällets framväxt: kvinnornas inträde på arbetsmarknaden

Omsorgs- och utbildningssamhällets framväxt, där de demografiska faktorerna både direkt och indirekt spelat en avgörande roll, har tvingat fram kollektiva lösningar och en kollektiv finansiering för att tillfredsställa de gradvist växande behoven. De ökade behoven och fi- nansieringen, som tagit sig uttryck i ett kraftigt ökat skatteuttag, har varit den ena sidan av myntet. Men om vi vänder på myntet, har det, när det gäller personalsidan, inneburit omfattande konsekvenser.

Av tradition, genom gamla tiders sätt att tänka, och troligen bero- ende på ett stort inslag av fördomar, har kvinnor ansetts vara särskilt lämpade för omvårdnads- och omsorgsarbete. Den ökade efterfrågan på personal inom omsorgsyrkena kom därför främst att riktas mot den arbetskraftsreserv som funnits i form av speciellt gifta och samboende kvinnor. En konsekvens är att kvinnorna i allt ökad utsträckning gett sig ut på arbetsmarknaden.

Enligt folkräkningarna har det emellertid inte varit fråga om några revolutionerande förändringar över tiden i andelen av den totala ar-

betsstyrkan som utgjorts av kvinnor. Men det ska då betänkas att en stor del av kvinnorna i början av seklet arbetade i hemmen som pigor, hembiträden, hushållerskor m.m. Så tillhörde exempelvis närmare 50 procent av alla sysselsatta kvinnor är 1920 dessa i hemmen arbetande yrkeskategorier. De utgjordes nästan uteslutande av unga, ogifta kvinnor. Dessa yrkeskategorier försvann helt under tiden fram till 1990-talet.

Den mest radikala förändringen i kvinnornas sysselsättningsmöns- ter har emellertid varit att de gifta kvinnorna i så hög grad gett sig ut på arbetsmarknaden. År 1920 fanns det något fler än 20 000 gifta kvinnor ute på den öppna arbetsmarknaden, medan motsvarande antal i början av 1990-talet var ungefär 1,5 miljoner.

Flera faktorer har gjort det möjligt och lönsamt för i synnerhet de gifta kvinnorna att ge sig ut på arbetsmarknaden: det minskade barna- födandet, det faktum att allt fler kvinnor genomgått högre utbildning, utbyggnaden av bamdaghemmen och den tekniska utvecklingen och allt vad den inneburit i form av förbättrad bostadsstandard, hushålls— maskiner, förädlade livsmedel etc.

De ideologiska faktorerna kan i viss mån sägas ha avspeglat de re- alekonomiska faktorerna, men ideologin har också spelat en själv- ständig och förstärkande roll.

Det är dock uppenbart att den ökade benägenheten för kvinnorna att ge sig ut i förvärvslivet främst måste ses mot bakgrund av struktu- rellt betingade förändringar i ekonomin, som radikalt omformat fa- miljen som ekonomisk och social organisation. Bland dessa faktorer kan man särskilt peka på de kraftigt stigande lönerna för kvinnor jäm- fört med män, som haft att göra med genomgripande strukturella för— ändringar i ekonomin, men där också omsorgssamhällets ökade efter- frågan på arbetskraft varit viktig. Sett i ett internationellt perspektiv har den löneutjämning som ägt rum mellan kvinnor i män i Sverige under 1900-talet varit helt unik (Svensson, 1995).

En intressant hypotes till varför kvinnorna gett sig ut i förvärvsli- vet är att de kraftigt stigande lönerna för kvinnor jämfört med för män helt enkelt inneburit att det blivit allt dyrare för en familj att låta kvinnan stanna hemma. Samtidigt har behovet av hemarbete minskat beroende på de arbetsbesparande hjälpmedlen, de allt färre barnen och den förlängda skoltiden för barnen. Under sådana förhållanden har valet mellan hemarbete och yrkesarbete vanligtvis inte varit alltför problematiskt.

Sammanfattningsvis har det svenska välfärdssamhällets utveckling ingått i ett komplicerat förlopp, där det inte går att urskilja några enkla orsak-verkan samband. Jag har dock här velat betona några in- teraktioner mellan demografiska och ekonomiska faktorer, där dessa

interaktioner bör kunna utgöra viktiga inslag i en mer forrnaliserad demografisk-ekonomisk förklaringsmodell till det svenska välfärds- samhällets framväxt. För att förstå denna framväxt måste, enligt min mening, de demografiska förändringarna, förändringarna i omsorgs- arbetets organisation och kvinnornas ändrade roll i ekonomin integre- ras på ett kvalificerat sätt.

Slutligen är det viktigt att poängtera att välfärdssamhällets fram- växt och expansionen av de offentliga utgifterna måste ses i ett vidare ekonomiskt sammanhang. Ett exempel belyser vikten av detta. Före de statliga pensionsreforrnema skedde transfereringama inom famil- jen, dvs. pensionäremas konsumtion finansierades i många fall direkt av deras vuxna barn. I dagens samhälle pågår troligtvis en privat transferering i motsatt riktning, dvs. från pensionärer till deras barn och barnbarn. Expansionen av de offentliga utgifterna måste alltså diskuteras i ett större sammanhang, där ett statligt allomfattande för- säkringssystem bara framstår som ett alternativ av flera.

Litteraturförteckning

Atkinson, Anthony B. (1995) ”The welfare state and economic performance”, National Tax Journal, Vol. 48, no 2, s. 171—198.

Barr, Nicholas (1992) ”Economic theory and the welfare state: a survey and interpretation”, Journal of Economic Literature, Vol. 30, June, 5. 741—803. Broome, Per & Jonsson, Pirkko (1994) Äldreomsorgen i Sverige. Stockholm: SNS. Den offentliga sektorns expansion (1977) Gustafsson, Bo (red.). Stockholm: Almqvist & Wiksell International.

Esping-Andersen, Gösta (1990) The three worlds of welfare capitalism. Princeton: Princeton University Press.

Kruse, Agneta (1994) ”Välfärdsstatens utveckling — betydelse av ålder och kön” i FKF Fakta. Stockholm: FKF:s förlag.

Kruse, Agneta & Ohlsson, Rolf (1995) Pensionärernas konsumtionsutrymme och en åldrande befolkning. Lund: Befolkningsekonomiska stiftelsen. Lindert, Peter H. (1994) ”The rise of social spending, 1880—1930”, Explorations in Economic History. Vol. 31, no 1, s. 1—37. Lindert, Peter H. (1996) ”What limits social spending?”, Explorations in Economic History, Vol. 33, no 1, s. 1—34.

Niskanen, William A. (1968) ”The peculiar economics of bureaucracy”, American Economic Review, Vol. 57, Papers and Proceedings, s. 293—305. North, Douglass C. (1985) ”The growth of government in the United States: an economic historian's perspective”, Journal of Public Economics, Vol. 28, no 3, s. 383—399.

Ohlsson, Rolf (1986) Högre utbildning och demografisk förändring. Lund: Ekonomisk-historiska föreningen. Ohlsson, Rolf (1987) ”Om mellankrigstidens befolkningsutveckling” i Ekonomisk— historiska vingslag. Lund: Ekonomisk-historiska föreningen.

Ohlsson, Rolf, Broome, Per & Nilstun Tore (1993) Operation sjukvård. Stockholm: SNS förlag. Svensson, Lars (1995) Closing the gender gap. Lund: Ekonomisk-historiska föreningen.

Tallberg Broman, Ingegerd (1991) När arbetet var lönen. Stockholm: Almqvist & Wiksell International.

Appendix

De data som tagits fram för tabellerna 2.1—2.5 härrör från ett nyligen startat forskningsprojekt — ”Generationsekonomi. Generationsaspek- ter på de offentliga utgifterna i Sverige 1880—1995” — vid ekonomisk- historiska institutionen, Lunds universitet. Syftet med projektet är att anlägga ett generations- och könsperspektiv på framväxten av det svenska välfärdssamhället under perioden 1880—1995 samt att analy- sera välfärdssamhällets framväxt i en ekonomisk—demografisk förkla- ringsmodell. Inom projektet bestäms så noggrant som möjligt hur de offentliga utgifterna fördelats på olika åldrar och kön varje år 1880— 1995 med utgångspunkt från kommunernas, landstingens och statens årliga finansstatistik. Dessutom används statliga utredningar, annan offentlig statistik och specialutredningar av olika slag för att ålders- specificera utgifterna. Detta empiriska arbete har nyligen påbörjats, varför uppgifterna i tabellerna endast är preliminära. Inom projektet har hittills tagits fram uppgifter för vart 10:e år för undersökningspe- rioden. Av utrymmes- och tidsskäl presenteras inte hela materialet här, men de framtagna uppgifterna för övriga är visar klart att åren 1920, 1950 och 1990 ingår i ett långsiktigt trendmönster.

Kvinnors och mäns syn på Välfärdsstaten

STEFAN SVALLFORS

Kvinnors och mäns livsvillkor skiljer sig åt i många avseenden, även i en formellt sett jämställd demokrati och välfärdsstat som den svenska. Kvinnor har mindre ekonomisk och politisk makt än vad män har, och de är också mer utsatta för den moderna arbetsmarknadens risker och försörjningsproblem. Kvinnors och mäns relationer till välfärdspoliti- ken, i form av offentligt finansierade och/eller administrerade bidrag och tjänster, kommer därför också att vara delvis olika. På flera sätt kan kvinnor sägas vara mer beroende av välfärdspolitiken för sin väl- färd och försörjning än vad mån är (Hernes, 1987a; 1987b; Orloff, 1993; O,Connor, 1996).

Den fråga som ska belysas i detta kapitel är vilken betydelse dessa skillnader får för kvinnors och mäns attityder till välfärdspolitiken. Skiljer sig deras åsikter kring välfärdsstaten från varandra? Är köns- skillnadema i åsikter genomgående, eller är det särskilt i vissa grup- per vi hittar påtagliga skillnader? Finns det några tecken på att åsikts- skillnaderna mellan män och kvinnor ökat i nittiotalskrisen, eller har de tvärtom blivit mindre?

De data som kapitlet bygger på kommer från undersökningar om svenskarnas åsikter om välfärdspolitiken som genomförts under 80- och 90-talen (Svallfors, 1989; 1996).1 I detta kapitel kommer vi att begränsa analysen till de två senaste undersökningstillfällena 1992 och 1996. För det första fokuseras mäns och kvinnors åsikter kring vem som är bäst lämpad att sköta social service av olika slag: stat och kommun eller andra instanser. För det andra studeras hur man anser att offentliga tjänster och socialförsäkringar bör finansieras: i kollek- tiv form eller i större utsträckning genom privata former av finansie-

l Svarsfrekvensen var 1992 76,0 procent och 1996 68,3 procent. Medan den lägre svarsfrekvensen 1996 i sig kan vara ett problem torde den inte nämnvärt ha påverkat de resultat som presenteras här, då skillnaden i svarsfrekvens mellan kvinnor och män var mycket liten vid bägge undersökningstillfällena

ring. För det tredje redovisas kvinnors och mäns misstankar om miss— bruk av välfärdssystemen.

Kapitlet inleds med en diskussion av hur och varför vi kan för- vänta oss att hitta könsskillnader i åsikter kring välfärdspolitiken. Därefter följer en redovisning av hur kvinnors och mäns åsikter skiljer sig åt och har förändrats under nittiotalet i de olika avseenden vi pekat ut. I det näst sista avsnittet visas hur könsskillnader i åsikter ser ut i olika befolkningsgrupper: i olika klasser, utbildnings- och ålderskate- gorier, i privat respektive offentlig sektor samt i olika familjetyper. Det avslutande avsnittet sammanfattar vad som framkommit och dis- kuterar resultatens implikationer.

3.1. Kvinnor, män och välfärdsstat: några utgångspunkter

Varför skulle man förvänta sig att hitta skillnader mellan män och kvinnor i synen på välfärdsstaten? I förhållande till välfärdspolitiken finns det i princip två sätt på vilket kön kan vara relevant vad gäller att strukturera identiteter och intressen (Hernes, 1987a; 1987b; Bore- horst & Siim, 1987; Hoel & Knutsen, 1989). Det ena är genom de egenintressen som kvinnor har jämfört med män. För det första är kvinnor i högre utsträckning än män anställda i välfärdsstatens insti- tutioner. I sin egenskap av offentligt anställda i välfärdsstatliga insti- tutioner har alltså kvinnor, i större utsträckning än män, anledning att slå vakt om anställnings- och arbetsförhållanden i den offentliga sek- tom.

För det andra är kvinnor i högre utsträckning än män beroende av välfärdsstatliga bidrag för sin försörjning. Medan kvinnor tidigare ofta var beroende av en man för sin försörjning, och fortfarande är detta i flera andra industriländer, är de idag i större utsträckning bero- ende av välfärdsstaten.2 Som Kolberg (1992) påpekar kan vi därige- nom säga att välfärdspolitiken ökar kvinnors autonomi och maktre- surser såväl inom som utanför familjen.

För det tredje utförs i välfärdsstatlig regi en del av det vårdarbete, som tidigare ofta utfördes oavlönat av kvinnliga familjemedlemmar, och som riskerar att åter bli deras lott om inte välfärdsstaten längre kan uppfylla sina åtaganden (W&mess, 1985; 1990). Därigenom ska- par välfärdsstaten genom att tillhandahålla barn- och äldreomsorg vik— tiga förutsättningar för kvinnors förvärvsarbete, vilket i sin tur är en viktig förutsättning för oberoende och resurstillgång. Som O”Connor

2 Det amerikanska uttrycket ”only a man from welfare”, speglar det beroende som varit många kvinnors lott i mer residuala välfärdsstater än den svenska.

uttrycker saken måste analyser av kvinnors och mäns relationer till välfärdsstaten ta hänsyn till att vägen till fullt medborgarskap går via oberoende och arbetsmarknadsdeltagande:

(I)ndependence is the the key to full citizenship, / . . ./ employ- ment is the key to independence in contemporary welfare states, and / . . ./ equal access to, and participation in, employment is dependent on social policy strategies that recognize that indivi- duals have care-giving responsibilities or may be care-depen- dent, or both. (O”Connor, 1996: 102)

Det andra principiella sättet som man hävdat att åsiktsskillnader mel- lan män och kvinnor kan uppstå härrör ur skilda socialisationsmöns- ter. Dessa, hävdar man, gör kvinnor mer benägna att omfatta en ”om- sorgsrationalitet” (errness, 1983; 1987) eller ”behovsorientering” (Prokop, 1981), där andra människors behov av omsorg och omtanke står i fokus.

Institutionaliserandet av välfärdsstaten har inneburit ett offentlig- görande av dessa frågor (Waemess, 1983). Omsorgsfrågor, som tidi- gare var en fråga för det privata familjelivet, innefattas nu i välfärds- statens institutioner. Därigenom, menar t.ex. Piven (1985), omvandlas de omsorgsinriktade värderingar som kvinnorna traditionellt varit bä- rare av till stöd för välfärdspolitiken.

Både de egenintressebaserade och de socialisationsgnlndade reso- nemangen pekar mot att kvinnor i större utsträckning än män kommer att stödja en kollektivt finansierad och offentligt organiserad välfärds- politik. Vilka av dessa faktorer som är de viktigaste ifråga om att strukturera kvinnors och mäns åsikter kring välfärdspolitiken går inte att avgöra med de data vi här har till förfogande. Det är dock viktigt att notera att förklaringarna på intet vis utesluter varandra. Det är tvärtom troligt att mekanismer som grundas i kvinnors och mäns skilda egenintressen och mekanismer som genererats av könsspecifik socialisation kompletterar och förstärker varandra.

Sverige torde vara ett särskilt intressant fall att studera. Den kom- parativa genusforskningen har upprepade gånger visat att kvinnors ställning i Sverige på många sätt är fördelaktig jämfört med vad man finner i andra typer av välfärdsstater (se genomgången i O'Connor, 1996). Detta har lett vissa kvinnoforskare till att se de skandinaviska välfärdsstatema som särskilt ”kvinnovänliga” (Hernes, 1987a;1987b). Som Togeby (1994) påpekar är det också speciellt intressant att studera könsskillnader i (välfärds-)politiska uppfattningar i länder där kvinnors arbetsmarknadsdeltagande numer är i det närmaste i paritet med männens.

Det finns dock anledning anta att de skillnader i åsikter mellan män och kvinnor vi finner inte kommer att vara alltför stora. Både

kvinnor och män är synnerligen heterogena kategorier, och det faktum att de är kvinnor respektive män är bara en bland flera faktorer som påverkar deras förhållande till välfärdsstaten. Den universitetsutbilda— de datakonsulten som är gift med en försäljningschef och har utflugna barn har en helt annan relation till välfärdsstaten än hennes medsyster som är arbetslös städerska, ensamstående och mor till två förskole- barn. Kvinnor, liksom män, tillhör olika klasser och olika generatio- ner, de har skilda familjeförhållanden och sociala bakgrunder. Det gemensamma kvinnointresset kan kanske vara ganska tunt när det gäller välfärdspolitiska frågor.

Dessutom minskas sannolikt åsiktsskillnaderna mellan män och kvinnor av att de i stor utsträckning lever i förhållanden med varand- ra. Därigenom har man till icke ringa del gemensamma erfarenheter och referensramar som torde begränsa hur stora könsskillnadema i åsikter faktiskt kan bli. Dessutom finns det sannolikt en viss ömsesi- dig påverkan i politiska och sociala frågor inom hushållets ram.

Sammanfattningvis borde vi alltså förvänta oss att hitta åsiktsskill- nader mellan män och kvinnor ifråga om deras syn på välfärdspoliti- ken, men dessa åsiktsskillnader kommer, om resonemangen ovan är hållbara, inte att visa sig vara särskilt stora.

3.2. Könsskillnader i attityder 1992—1996

Vem anser kvinnor respektive män är bäst lämpad att sköta service av olika slag? I tabell 3.1 redovisas hur stor andel bland kvinnor respek- tive män som väljer olika instanser när de tillfrågas vem de anser bäst lämpad att sköta service av olika slag.3 Som framgår är det som för- väntat kvinnorna som stöder stat och kommun i störst utsträckning, och i mindre utsträckning svarar ”privata företag”. Skillnaderna mel- lan män och kvinnor är dock inte särskilt stora, det är bara ifråga om barnomsorgen de egentligen är märkbara. Ifråga om synen på familjen som bäst lämpad att sköta vård och omsorg finns inga könsskillnader alls, vilket med utgångspunkt i diskussionen ovan nog får betecknas som anmärkningsvärt.

3 När denna fråga ställdes 1992 angav ett antal personer flera alternativ trots att frå- gan egentligen inte medger detta. I efterhand skapades nya kategorier för dessa kom- binationer av svar. 1996 har frågans instruktioner gjorts tydligare och endast en hand- full personer har därför på varje delfråga angett något ”kombinationssvar”. I tabell 3.1 har därför alla kombinationer som innehåller ”stat och kommun” räknats till den- na kategori. Detta förfaringssätt underskattar förmodligen förändringen till det senare undersökningstillfället något, eftersom en del av dem som avgav ”kombinationssvar” 1992 sannolikt skulle ha valt en annan instans än ”stat och kommun” om de tvingats välj a.

Inte heller finns det några tecken på att attitydskillnadema mellan män och kvinnor skulle ha ökat under nittiotalets första hälft. Den djupa ekonomiska och statsfinansiella kris Sverige genomgått under dessa år, som fått påtagliga konsekvenser i de offentliga verksamhe- terna, tycks inte ha lett till några djupare attitydklyftor mellan män och kvinnor i hur man ser på lämpligheten hos den offentliga sektorns instanser. Istället har stödet för stat och kommun ökat både bland män och kvinnor, åtminstone ifråga om barnomsorgen och sjukvården.

Tabell 3.1 Attityder till frågan "Vem anser Du i allmänhet är bäst lämpad att sköta följande service?" (procent)

Stat/Kommuna Privata företag

1992 1996 1992 1996 Kv Män Kv Män Kv Män Kv Män Utbildning 89,3 84,7 89,9 85,1 8,7 13,4 7,5 12,3 Sjukvård 85,9 84,7 93,4 92,8 13,8 14,7 6,6 7,0 Barnomsorg 61,0 54,1 67,2 60,5 17,1 23,4 15,1 21 ,6 Äldreomsorg 84,0 82,2 84,3 83,9 9,9 10,0 9,4 9,8 Socialvård 90,5 87,4 94,0 90,1 3,4 5,2 2,7 4,2

Familj och anhöriga Annanb

1992 1996 1992 1996 Kv Män Kv Män Kv Män Kv Män Utbildning 0,6 0,3 0,2 0,2 1,4 1,6 2,5 2,5 Sjukvård 0,0 0,0 0,0 0,0 0,3 0,7 0,0 0,2 Barnomsorg 11,3 11,0 11,2 10,1 10,6 11,4 6,5 7,9 Aldreomsorg 4,5 4,7 3,8 3,5 1,6 3,1 2,5 2,8 Socialvård 1,6 2,7 1,3 1,9 4,5 4,8 2,0 3,9

(nr 1992 ca 1410, 1996 ca 1270)

a) Alla kombinationer av svar som innehåller "stat och kommun" har räknats in. b) Fackföreningar, kooperativ, välgörenhetsorganisationer, olika kombinationer av svar.

Hur ser då könsskillnadema ut ifråga om synen på välfärdspolitikens finansiering? I tabellerna 3.2 och 3.3 visas hur stor andel av kvinnor- na respektive männen som väljer fortsatt kollektiv finansiering när de får välja mellan detta och mer privata former av finansiering (svars- alternativen framgår av tabellerna). På frågan om avgiftsfmansiering är som framgår av tabell 3.2 könsskillnadema i åsikter mycket små. De har dock vuxit en liten aning 1996 från att ha varit helt obefintliga 1992. På det hela taget är dock stabiliteten i uppfattningar påtaglig både bland män och kvinnor.

Tabell 3.2 Attityder till #ågan ”Hur anser Du att nedanstående verksamheter bör finansieras? ”

Andel som svarar "Bör som nu huvudsakligen betalas genom

skatter och ametsgivaravgifter' (se not a) 1992 19% Kvinnor Män Kvinnor Män Utbildning 75,1 74,1 79,4 74,7 Sjukvård 91,4 89,2 93,1 89,9 Barnomsorg 64,7 62,4 65,3 59,1 Äldreomsorg 91,2 92,5 88,0 89,6

(n: 1992 ca 1490, 1996 ca 1340)

a) Svarsalternativet löd ”Bör i större utsträckning betalas genom särskilda avgifter från dem som använder tjänstema'.

Tabell 3.3 Attityder till socialförsäkringarna.?finansiering

Andel som svarar "Bör som nu i huvudsak betalas genom skatter och arbetsgivaravgifter, vilka behålls på

nuvarande nivå" (se not a) 1992 1996 Kvinnor Män Kvinnor Män Sjukförsäkringen 81,6 75,6 82,8 75,7 Arbetslöshetsförsäkringen 75,0 67,5 75,8 64,1 Pensionerna 81,1 74,0 79,0 72,0

(nr 1992 ca 1420, 1996 ca 1250)

a) Svarsalternativet löd: "Bör i större utsträckning betalas av den enskilde genom egna törsäkringspremier, samtidigt som skatter och arbetsgivaravgiiter sänks".

Denna stabilitet gäller också, som framgår av tabell 3.3, synen på so- cialförsäkringamas finansiering. Här är dock åsiktsskillnaderna mel- lan män och kvinnor något större än ifråga om avgiftsfmansieringen. Kvinnorna väljer i större utsträckning än männen kollektiv finansie- ring av socialförsäkringarna. Åsiktsskillnaderna mellan män och kvinnor har dessutom vuxit något mellan 1992 och 1996, även om förändringen är ytterst marginell.

Ifråga om den välfärdspolitiska misstänksamheten hittar vi inga stora skillnader mellan män och kvinnor, som framgår av tabell 3.4. Kvinnor instämmer i de olika påståendena i nästan lika stor utsträck- ning som männen, i några fall till och med i större utsträckning.4 Ef- tersom kvinnor genomgående väljer svaret ”tar helt avstånd” oftare än

4 I tidigare arbeten har jag räknat in även de som svarat ”instämmer delvis” i gruppen misstänksatnma (Svallfors, 1989: kap. 3; Svallfors, 1996: kap. 4). Som Lindberg m.fl. (1995z58) framför är det dock svårt att veta hur ett ”instämmer delvis ” egentligen ska tolkas på frågor som inleds med ”Många som ...”. Dessutom är det ganska svårt att veta vad som skiljer ett ”instämmer delvis” från ett ”tar delvis avstånd” när svars- skalan som här saknar mittpunkt.

männen (något som inte framgår av tabellen) kan vi ändå slå fast att kvinnor är något mindre misstänksamma rörande förekomsten av väl- färdspolitiskt missbruk.

Tabell 3.4 Attityder till frågan ”Hur vanligt tror Du det är att sociala bidrag och tjänster utnyttjas av sådana som egentligen inte behöver dem? "

Andel som svarar 1992 1996 "instämmer helt' på olika påståenden

Kvinnor Män Kvinnor Män Många av dem som utnyttjar sjukvården 17,0 17,4 7,2 10,3 ärinte alls särskilt sjuka Många av dem som får arbetslöshets- 29,4 28,3 23,5 24,0 ersättning skulle kunna får ett arbete om de bara ville Många av dem som får socialbidrag 27,5 30,0 15,7 14,1 är egentligen inte fattiga Många av dem som får bostadsbidrag 27,3 30,2 25,5 23,9 borde flytta till mindre och billigare bostäder Många av dem som sjukskriver sig 24,2 31,2 10,9 13,8 är egentligen inte sjuka (n: 1992 ca 1500, 1996 ca 1340)

Misstänksamheten minskar påtagligt både bland kvinnorna och bland männen under nittiotalets första hälft. Den välfärdspolitiska krisen har uppenbarligen lett till att misstankar om missbruk av sjukvård, social- bidrag och sjukskrivning minskat. Det finns inga tecken på att skill- naderna mellan män och kvinnor vare sig ökat eller minskat.

För de fortsatta jämförelserna mellan män och kvinnor i olika grupper konstruerades tre sammanfattande mått, s.k. index, av frågor- na från tabellerna 3.1—3.4. Avsikten med att göra index är dels att sammanfatta information på ett bättre sätt än genom enskilda frågor, dels att ge slumpmässigheter i hur enskilda frågor kommit att uppfat- tas vid olika undersökningstillfällen mindre genomslag i resultaten. De tre index som konstruerades kallar jag ”Serviceindex”, ”Finansie- ringsindex” och ”Misstänksamhetsindex”.

Serviceindex är konstruerat så att svaret ”stat och kommun” som bäst lämpad att sköta service, antingen ensam eller i kombination med någon annan (se not 3), getts värdet 1 medan övriga svar getts värdet 0. Frågorna har därefter summerats. Indexet kan därigenom variera mellan 0 och 5, där värdet 5 betyder att man ser stat och kommun som bäst lämpade att sköta alla de fem uppräknade områdena, medan vår-

det 0 betyder att man inte ser stat och kommun som bäst lämpade att sköta något av områdena.

I Finansieringsindex inkluderas alla frågor om välfärdspolitikens finansiering. Här ges alla svar som innebär fortsatt kollektiv finansie- ring värdet 1, medan svaren ökad avgiftsfinansiering och ökade egna premier ges värdet 0. Indexet kan därmed efter summering av frågor- na variera mellan 0 och 7. Värdet 7 betyder då att man vill bibehålla en kollektiv finansiering av alla de sju tjänsterna och försäkringarna, medan O betyder att man vill ha ökad privat finansiering på alla sju områdena.

På Misstänksamhetsindexet, avslutningsvis, ges alla ”instämmer helt”-svar värdet 0, alla ”tar helt avstånd”-svar värdet 2, medan de som ” instämmer delvis” eller ”tar delvis avstånd” får värdet 1. In- dexet kan därför efter summering av frågorna variera mellan 0 och 10. Det högsta värdet innebär då att man tar klart avstånd från alla påstå- endena och därigenom inte har en misstänksam inställning. Det sätt på vilket alla index är konstruerade innebär alltså att ett högre index- värde alltid innebär en mer positiv inställning till välfärdspolitiken som den idag är organiserad. 5

I tabell 3.5 redovisas indexvärdena för män och kvinnor 1992 och 1996. Som vi kunde förvänta oss av tabellerna 3.1—3.4 är kvinnor ge- nomgående något mer positiva till en offentligt organiserad och kol- lektivt finansierad välfärdspolitik än vad männen är. Ifråga om väl- färdspolitikens finansiering har könsskillnaden förstärkts något från 1992 till 1996. Kvinnorna har blivit något mer positiva till en kollek- tiv finansiering, medan männen blivit något mer negativa. Både kvin- nor och män är 1996 mer positiva till stat och kommun än vad de var 1992. De är också mindre misstänksamma om välfärdspolitiskt miss- bruk än vad de tidigare var.

Tabell 3.5 Indexvärden bland kvinnor och män I 992 och 1996”

1992 1996 Kvinnor Män Differens Kvinnor Män Differens Serviceindex 4,16 3,93 0,23 4,34 4,14 0,20 Finansieringsindex 5,64 5,35 0,29 5,70 5,26 0,44 Misstänksamhetsindex 4,50 4,16 0,34 4,99 4,72 0,27 a) Se texten för beskrivning av indexens konstruktioner.

5 Alla tre indexen har tillfredsställande reliabilitetsmått — Cronbach”s Alpha varierar mellan 0,7 och 0,8 för de olika indexen — vilket indikerar att de variabler som ingår i respektive index verkligen mäter samma sak.

Sammantaget ser vi alltså att de förväntningar vi inledde med har in- friats. Vi hittar könsskillnader så till vida att kvinnorna är mer positi- va till stat och kommun än vad männen är, är mer positiva till kollek- tiv finansiering av välfärdspolitiken samt mindre misstänksamma om välfärdspolitiskt missbruk. Inga av dessa skillnader är dock särskilt dramatiska; attitydskillnadema är snarare små men konsistenta.

3.3. Könsskillnader i olika grupper

Är de åsiktsskillnader mellan kvinnor och män vi hittills sett genom- gående i alla grupper, eller finns det grupper där könsskillnadema är särskilt stora eller särskilt små? I detta avsnitt ska vi jämföra köns— skillnaderna i åsikter i olika klasser, bland personer med olika utbild- ning, i olika ålderskategorier, bland privat och offentligt anställda, bland personer med eller utan barn samt bland ensamstående och sammanboende. Motiven för att ta med just dessa faktorer kommer att utvecklas närmare i anslutning till analyserna nedan.

Tidigare studier har pekat på att ideologiska och politiska skillna- der mellan män och kvinnor är större i tjänstemannagruppema än bland arbetarna (t.ex. Blomberg m.fl., 1996; Svallfors, 1997). Blom— berg m.fl. tolkar detta resultat som att det tyder på att det är de kvinnliga tjänstemännen som har de starkaste skälen att slå vakt om den kvinnliga arbetsmarknad och autonomi som välfärdsstaten till- handahållit (Blomberg m.fl., 1996z73—4).

Hur ser då detta ut i de data vi här har till förfogande? I tabell 3.6 visas indexvärdena för män respektive kvinnor i olika klasser samt könsdifferensen mellan dessa indexvärden.6 Som framgår är köns— skillnaderna större bland tjänstemännen, och i synnerhet bland de högre tjänstemännen, än vad de är bland arbetare och företagare. Bland arbetare och företagare är åsiktsskillnaderna minimala på alla tre indexen, medan de är påtagliga bland de högre tjänstemännen. Ett annat sätt att uttrycka samma sak är att klasskillnaderna i åsikter mellan högre tjänstemän och arbetare är större bland männen än bland kvinnorna.

6 Klassindelningen bygger på den socio-ekonomiska indelningen (SEI). Arbetare be- står av SEI—kodema 11, 12, 21, 22, tjänstemän av koderna 33, 36 och 46, högre tjän- stemän av koderna 56 och 57, företagarna av koderna 79 och 89. Klassindelningen bygger på individens yrke, utom i de fall där respondenten aldrig haft något yrke, i vilket fall de tilldelats makes/makas/sambos yrke. Pensionärer, arbetslösa och övriga utan anställning har klassficerats enligt senaste yrke.

Tabell 3. 6 Indexvärden bland män och kvinnor i olika klasser (1996) ”

Kvinnor Män Differens

Serviceindex Arbetare 4,42 4,31 0,11 Tjänstemän 4,41 4,20 0,21 Högre tjänstemän 4,63 3,98 0,65 Företagare 3,96 3,83 0,13 Finansieringsindex Arbetare 5,79 5,93 —0,14 Tjänstemän 5,85 5,19 0,66 Högre tjänstemän 5,23 4,37 0,86 Företagare 4,63 4,47 0,16 Misstänksamhetsindex Arbetare 4,89 4,81 0,08 Tjänstemän 5,13 4,90 0,23 Högre tjänstemän 5,25 4,71 0,54 Företagare 4,17 4,12 0,05

a) Se texten för beskrivning av indexens konstruktioner.

För både ”Serviceindex” och ”Misstänksamhetsindex” ser vi att det är de kvinnliga högre tjänstemännen som är den mest positiva gruppen av alla till välfärdspolitiken. De stöder i störst utsträckning stat och kommun som bäst lämpad att sköta service, och de uppvisar den minsta misstänksamheten av alla grupper. Beträffande synen på kol- lektiv finansiering, som det uttrycks i värdena på ”Finansieringsin- dex”, är det dock de manliga arbetarna som uttrycker det starkaste stödet. Bland kvinnorna är det vidare de egna företagarna som ge- nomgående är mest skeptiska till välfärdspolitiken, medan det bland männen är de högre tjänstemännen som är mest skeptiska till kollektiv finansiering.

En variabel som är besläktad med klass är utbildning, i det att bägge uttrycker skillnader ifråga om relevanta resurser på arbetsmark- naden. Här har två diametralt motsatta hypoteser framförts (Siim, 1994:127). Den ena är att attitydskillnadema mellan män och kvinnor kommer att vara mindre bland de högutbildade. Med detta synsätt antar man att traditionella åsiktsskillnader mellan kvinnor och män kommer att gradvis tunnas ut med ökande utbildning. I kvinnoforsk- ningen har man istället antagit att det är just bland de högutbildade som man tydligast kommer att artikulera kvinnopolitiska krav, och att det därför är bland de högutbildade vi kommer att finna de tydligaste åsiktsskillnaderna mellan män och kvinnor.

Tabell 3. 7 Indexvärden bland män och kvinnor med olika utbildning

(1996) ” Kvinnor Män Differens Serviceindex Grundskola 4,53 4,46 0,07 Gymnasium ib 4,15 4,09 0,06 Gymnasium lib 4,32 4,05 0,27 Universitet 4,30 3,81 0,49 Finansieringsindex Grundskola 6,06 5,86 0,22 Gymnasium ib 5,71 5,46 0,25 Gymnasium llb 5,64 4,81 0,83 Universitet 5,41 4,57 0,84 Misstänksamhetsindex Grundskola 4,94 4,62 0,32 Gymnasium ib 5,12 4,79 0,33 Gymnasium iib 4,70 4,51 0,21 Universitet 5,31 4,92 0,39

a) Se texten för beskrivning av indexens konstruktioner. b) Gymnasium l: 2-årigt gymnasium, Yrkesskola, Folkhögskola, Realskola Gymnasium ||: 3- eller 4-årigt gymnasium, Studentexamen.

Som vi ser i tabell 3.7 är det ifråga om välfärdspolitiska åsikter den andra hypotesen, den om större könsskillnader i åsikter bland de hög- utbildade, som får stöd av analysen. Både vad gäller ”Serviceindex” och ”Finansieringsindex” är könsskillnadema större bland dem med högre utbildning. På dessa båda index är alltså åsiktsskillnaderna mellan olika utbildningskategorier större bland männen än bland kvinnorna. Ifråga om den välfärdspolitiska misstänksamheten hittar vi dock inte samma klara mönster. Här är åsiktsskillnaderna mellan kvinnor och män ungefär lika stora i alla utbildningskategorier.

När det gäller sambandet mellan ålder och könsskillnader i attity- der kan man resa liknande frågor som i fallet med utbildning (Goul Andersen, 1984: kap. 13; Togeby, 1994). Kommer könsskillnader i åsikter att gradvis suddas ut med ökat kvinnligt arbetskraftsdeltagande i de yngre generationerna? Om detta är fallet skulle vi alltså förvänta oss mindre könsskillnader i de yngre åldersgrupperna. Eller kommer tvärtom den ökade anknytningen till arbetsmarknaden bland yngre kvinnor att leda till en tydligare formulering av könsspecifika politis- ka värderingar och krav? Analyser från den danska medborgarunder- sökningen ger stöd åt denna senare tes: åsiktsskillnaderna mellan män och kvinnor i välfärdsstatliga (och andra) frågor är störst bland de yngsta (Christensen, 1994; 1995).

Tabell 3. 8 Indexvärden bland män och kvinnor i olika ålderskategorier

(1996) ” Kvinnor Män Differens Serviceindex 18—25 3,96 3,83 0,13 26—45 4,31 3,96 0,35 46—64 4,40 4,30 0,10 65—76 4,53 4,34 0,19 Finansieringsindex 18—25 5,68 5,12 0,56 26—45 5,57 5,04 0,53 46—64 5,72 5,51 0,21 65—76 6,02 5,31 0,71 Misstänksamhetsindex 18—25 4,96 4,62 0,34 26—45 5,10 4,70 0,40 46—64 4,98 4,84 0,14 65—76 4,74 4,57 0,17

a) Se texten för beskrivning av indexens konstruktioner.

I tabell 3.8 jämförs fyra åldersgrupper med avseende på könsskillna- der i åsikter kring välfärdspolitiken. Det är svårt att dra några entydi- ga slutsatser av det mönster som framträder. Könsskillnadema i åsik- ter kan knappast tolkas såsom speglande någon tydlig generationsför- ändring. Till exempel hittar vi ganska små könsskillnader i den yngsta åldersgruppen ifråga om statens och kommunernas roll i att leverera service, medan de är större i åldersgruppen 26—45 år. Det starkaste stödet för kollektiv finansiering hittar vi bland de pensionerade kvin- norna, och de uppvisar också den klaraste skillnaden gentemot de jämnåriga männen av alla åldersgrupperna. Ifråga om den välfärdspo- litiska misstänksamheten tycks könsskillnadema i åsikter något större bland de yngre. På alla tre indexen är könsskillnadema i åsikter minst i den medelålders gruppen (46—64 år).

En tänkbar förklaring till de åsiktsskillnader mellan kvinnor och män vi fann i avsnitt 3.2 vore att de helt enkelt avspeglade skillnader i grad av offentlig anställning bland kvinnor respektive bland män. Den svenska arbetsmarknaden är djupt könssegregerad. Kvinnorna arbetar t ex i mycket större utsträckning än männen i välfärdsstatens institu— tioner. I tabell 3.9 jämförs därför indexvärdena bland män och kvin- nor i privat respektive offentlig anställning.7

7 Anställda i statliga företag har räknats till den ”privata” kategorin. 43

Tabell 3.9 Indexvärden bland män och kvinnor i privat och Ojfentlig anställning (1996) ”

Kvinnor Män Differens

Serviceindex Privat 4,29 4,02 0,27 Offentlig 4,43 4,49 —0,06 Finansieringsindex Privat 5,54 5,18 0,36 Offentlig 5,83 5,49 0,34 Misstänksamhetsindex Privat 4,85 4,63 0,22 Offentlig 5,07 4,94 0,14

a) Se texten för beskrivning av indexens konstruktioner.

Som framgår är könsskillnadema inom respektive sektor något mind- re än de totala könsskillnadema (jämför siffroma i tabell 3.5), men det är inte så att skillnaderna mellan män och kvinnor försvinner när vi tar hänsyn till deras sektorsanställning. Attitydskillnaderna mellan kvinnor och män är dessutom genomgående större i den privata sektorn än i den offentliga. Det är dock endast på ”Serviceindex” bland de offentliganställda som könsskillnadema helt försvinner, och till och med ersätts av marginellt högre indexvärden bland männen.

Till sist i detta avsnitt ska vi titta på hur åsiktsskillnaderna mellan män och kvinnor ser ut i olika familjetyper. Skiljer sig detta mellan ensamstående och sammanboende och mellan de som har barn och de som inte har barn? Om det är så som antogs ovan, att sammanboende män och kvinnor i viss utsträckning påverkar varandras åsikter, borde vi förvänta oss att hitta mindre åsiktsskillnader bland de sammanbo- ende än bland de ensamstående. Det är också intressant att fråga om förekomsten av barn i hushållet innebär att könsskillnader i åsikter suddas ut, eller om tvärtom dessa åsiktsskillnader förstärks när var— dagliga problem kring bamomsorg och skolgång aktualiseras.

I tabell 3.10 jämförs kvinnors och mäns indexvärden i fyra olika familjetyper: ensamstående med barn i hushållet (barn under 18 år), ensamstående utan barn, gifta eller sammanboende med barn, samt gifta eller sammanboende utan barn. För att minska effekten av andra förhållanden än familjetyp, främst ålder, inkluderas i analysen endast de som är under 45 år. Som vi såg (tabell 3.8) skilde sig yngre och äldre ifrån varann på flera sätt. Eftersom de äldre till övervägande delen skulle hamna i kategorierna utan barn, och därigenom påverka resultaten, utesluts alltså de äldsta ur analysen.8

8 Det bör framhållas att resultaten i det fall även de äldre inkluderas inte på något av- görande vis skiljer sig från de resultat som presenteras i tabell 3.10. Könsskillnadema inom varje familjetyp blir dock genomgående något mindre.

Tabell 3.10 Indexvården bland män och kvinnor 18—45 år i olika familjetyper (1996) ”

Kvinnor Män Differens

Serviceindex Ensamst utan barn 4,16 3,69 0,47 Ensamst med barn 4,24 3,47 0,77 Sambo utan barn 4,09 3,94 0,15 Sambo med barn 4,35 4,15 0,20 Finansieringsindex Ensamst utan barn 5,65 5,01 0,64 Ensamst med barn 6,00 5,18 0,82 Sambo utan barn 5,35 4,83 0,52 Sambo med barn 5,62 5,15 0,47 Misstänksamhetsindex Ensamst utan barn 5,07 4,63 0,44 Ensamst med barn 5,43 5,21 0,22 Sambo utan barn 4,80 4,33 0,47 Sambo med barn 5,16 4,80 0,36

3) Se texten för beskrivning av indexens konstruktioner.

Som framgår av tabell 3.10 hittar vi ett visst stöd för att åsiktsskillna- derna mellan kvinnor och män är större bland de ensamstående än bland de sammanboende. Detta är uppenbart fallet för de två första indexen, där könsskillnadema är större bland de ensamstående. I syn- nerhet gäller detta bland de ensamstående med barn, men eftersom denna grupp är ganska liten ska nog inga långtgående slutsatser dras av detta faktum (detär ca 20 personer i var och en av kategorierna).

Däremot hittar vi inga tydliga skillnader mellan ensamstående och sammanboende ifråga om den välfärdspolitiska misstänksamheten. I den mån det finns några skillnader tyder de dessutom på något större könsskillnader bland de sammanboende. Istället skil jer sig här de med respektive utan barn från varandra genom att könsskillnadema är större bland de senare.

3.4. Slutsatser

För att sammanfatta de resultat som framkommit kan vi återvända till de tre frågor som restes inledningsvis. Skiljer sig kvinnors och mäns åsikter kring välfärdspolitiken? Ja, kvinnor stöder i större utsträckning offentlig organisering och kol— lektiv finansiering än vad männen gör, och de är också mindre miss- tänksamma om välfärdspolitiskt missbruk. Skillnaderna mellan män och kvinnor är dock inte särskilt stora.

Är åsiktsskillnaderna mellan män och kvinnor lika stora i alla grupper, eller finns det grupper där de är särskilt stora eller särskilt små? De mest entydiga resultaten är att skillnaderna är större bland tjänste— män än bland arbetare och större bland högutbildade än bland lågut- bildade. Dessutom finns det tendenser till att skillnaderna är mindre bland de medelålders än i andra åldersgrupper, större bland privatan- ställda än bland offentliganställda och större bland de ensamstående än bland de sammanboende, men dessa resultat ärinte lika entydiga. Det bör dock framhållas att av alla kategorier som jämförts i tabel- lerna ovan är det endast i två fall vi finner ett (marginellt) starkare stöd för välfärdspolitiken bland män än bland kvinnor. I alla andra fall är kvinnorna mer positiva till välfärdspolitiken. I denna mening kan vi alltså betrakta könsskillnadema som genomgående, även om deras storlek varierar mellan olika befolkningskategorier. Finns det några tecken på att åsiktsskillnaderna mellan män och kvinnor ökat i nittiotalskrisen? Nej, i det stora hela är könsskillnadema i åsikter stabila. Både män och kvinnor ökar sitt stöd för stat och kommun som bäst lämpade att sköta service, och den välfärdspolitiska misstänksamheten minskar både bland kvinnor och bland män. Däremot finns det vissa tecken på ökade skillnader ifråga om den välfärdspolitiska finansieringen, där kvinnornas stöd för kollektiv finansiering ökar medan männens minskar. Det är dock intrycket av stabilitet som är det mest påtagliga vad gäller välfärdspolitikens finansiering.

Även om de presenterade resultaten har uppenbar relevans för den vidare frågan om könsdimensionens politiska och värderingsmässiga betydelse måste samtidigt deras begränsningar framhållas. För det första berör analysen endast attityder till välfärdspolitiken, och när- mare bestämt bara vissa aspekter av densamma. Det är inte osannolikt att skillnaderna mellan män och kvinnor är tydligare i frågor som mer direkt berör relationer mellan män och kvinnor och jämställdhetspoli— tik. Å andra sidan kanske det finns områden där könsskillnadema i åsikter är mindre än vad gäller de områden som presenterats här.

En andra begränsning är uppenbar i det att analysen endast berört svenska förhållanden. Den komparativa genusforskningen har i sina analyser framhållit Sverige som omväxlande ett exempel på ”weak bread-winner model” (Lewis, 1992), eller ”individuell modell” (Sainsbury, 1994; 1996). Oavsett terminologi framhåller sådana jäm- förande analyser skillnadema mellan olika typer av välfärdsstater i hur de strukturerar förhållandet mellan marknad, stat och familj (se också Orloff, 1993; O*Connor, 1996).

En intressant fråga i detta kapitels perspektiv är hur dessa skillna- der välfärdsstater emellan påverkar kvinnors och mäns attityder gent- emot densamma. Här befinner sig den jämförande forskningen ännu i sin linda. Den komparativa genusforskningen har hittills i mycket be- gränsad omfattning berört de attityd- och värderingsmässiga implika- tionema av skilda ”gender regimes” (se dock Sundström, 1997). Den komparativa attityd- och värderingsforskningen har å andra sidan sällan haft genus i fokus för sina analyser. Här finns uppenbarligen ett outforskat område för framtida analyser.

Den forskning som redovisas i kapitlet har erhållit ekonomiskt stöd av Socialvetenskapliga forskningsrådet.

Litteraturförteckning

Blomberg, Helena, Christian Kroll, Sakari Suominen & Hans Helenius (1996) ”Socialklass och attitydema till nedskärningar i välfärdssystemet i Finland”, Sociologisk forskning, Årg. 33, nr 4, s. 57—78.

Borchorst, Anne & Birte Siim (1987) ”Women and the Advanced Welfare State — A New Kind of Patriarchal Power?” i Showstack Sassoon, Anne (red.) Women and the State. London: Hutchinson.

Christensen, Anne-Dorte (1994) ”Kan, ungdom og vterdiopbrud” i Andersen, Johannes & Lars Torpe (red.) Demokrati og politisk kultur. Herning: Systime. Christensen, Anne-Dorte (1995) ”The Young Citizens — Towards a New Gender Gap in Modem Democracy”. Paper presented at the European Conference of Sociology, Budapest. Goul Andersen, Jorgen (1984) Kvinder og politik. Aarhus: Politica. Hemes, Helga Maria (l987a) Welfare State and Woman Power. Oslo: Universitets- forlaget. Hernes, Helga Maria (l987b) ”Women and the Welfare State: the Transition from Private to Public Dependence” i Showstack Sassoon, Anne (red.) Women and the State. London: Hutchinson.

Hoel, Marit & Oddbjöm Knutsen (1989) ”Social Class, Gender, and Sector Employ- ment as Political Cleavages in Scandinavia”, Acta Sociologica, Vol. 32, s. 181—201.

Kolberg, Jon Eivind (1992) ”The Gender Dimension of the Welfare State” i Kolberg, Jon Eivind (red.) The Welfare State as Employer. Arrnonck, NY: Sharpe. Lewis, Jane (1992) ”Gender and the Development of Welfare Regimes”, Journal of European Social Policy, Vol. 2, 5. 159—73. Lindberg, Staffan, Nanna Callisen Friis & Iben Keller Kristensen (1995) Changes in Attitudes Towards the Danish and Swedish Welfare Systems. Arbetsrapport. Roskilde universitetscenter.

O'Connor, Julia (1996) From Women and the Welfare State to Gendering Welfare State Regimes. London: Sage. Orloff, Ann Shola (1993) ”Gender and the Social Rights of Citizenship”, American Sociological Review, Vol. 58, s. 303—328.

Piven, Frances Fox (1985) ”Women and the State: Ideology, Power, and the Welfare State” i Rossi, Alice S (red.) Gender and the Life Course. New York: Aldine. Prokop, Ulrike (1981) Kvinnors livssammanhang. Stockholm: Rabén & Sjögren. (tyskt original 1976) Sainsbury, Diane (1994) Womenis and Men's Social Rights: Gendering Dimensions

of Welfare States” i Sainsbury, Diane (red.) Gendering Welfare States. London: Sage.

Sainsbury, Diane (1996) Gender, Equality and Welfare States. Cambridge: Cambridge University Press. Siim, Birte (1994) ”Kan, medborgerskab og politisk kultur” i Andersen, Johannes & Lars Torpe (red.) Demokrati og politisk kultur. Herning: Systime. Sundström, Eva (1997) ”Bör kvinnor förvärvsarbeta? Attityder till kvinnors förvärvsarbete i Sverige, Tyskland och Italien” i Ahrne, Göran & Inga Persson (red.) Familj, makt och jämställdhet. SOU 1997zl38. Stockholm: Fritzes. Svallfors, Stefan (1989) Vem älskar välfärdsstaten? Attityder, organiserade intressen och svensk väUärdspolitik. Lund: Arkiv. Svallfors, Stefan (1996) Välfärdsstatens moraliska ekonomi Välfärdsopinionen i 90- talets Sverige. Umeå: Boréa.

Svallfors, Stefan (1997) ”The Middle Class and Welfare State Retrenchment: Attitudes to Swedish Welfare Policies” Paper presented at the Third Conference of the European Sociological Association, University of Essex, August 27—30. Togeby, Lisa (1994) ”Political Implications of Increasing Numbers of Women in the Labour Force”, Comparative Political Studies, Vol 27, 5. 211—40. ermess, Kari (1983) Kvinnor och omsorgsarbete. Stockholm: Prisma. (Norskt original 1982) Waemess, Kari (1985) ”Den nye ”community”-ideologien — en utfordring for sociologisk forskning””, Sociologisk forskning, nr 2—3, s. 21—36.

Waemess, Kari (1987) ”On the Rationality of Caring” i Showstack Sassoon, Anne (red.) Women and the State. London: Hutchinson.

ermess, Kari (1990) ”Informal and Formal Care in Old Age. What is Wrong With the New ldeology in Scandinavia Today?” i Ungerson, Clare (red.) Gender and Caring. Work and Welfare in Britain and Scandinavia. London: Harvester Wheatsheaf.

Subventioner av offentliga tjänster — en fördelningsanalys av könsskillnader

JOHAN FRITZELL

4.1. Inledning

Att den offentliga sektorn spelar en stor roll för livsvillkoren för de flesta av landets medborgare ifrågasätter knappast någon i Sverige. Den offentliga sektorn har också stor betydelse för hur kvinnor och män organiserar sina liv. För det första arbetar framförallt kvinnor, men självfallet också många män, i offentlig sektor, dvs. den offentli- ga sektorn ger en utkomstrnöjlighet för många. En förutsättning för många kvinnors förvärvsarbete är att delar av det omsorgsarbete som kvinnor traditionellt har utfört har övertagits av den offentliga sek- torn. Den offentliga sektorn har således i flera led stor betydelse för kvinnors förvärvsarbetsmöjligheter och därigenom för den relativa ekonomiska situationen mellan könen.

Ett andra område där den offentliga sektorn är av stor vikt för medborgarna är de inkomstöverföringar som sker mellan individer och stat (eller kommuner och landsting). Välfärdsstaten transfererar medel som syftar till att variationer i inkomster skall utjämnas både under en individs livscykel och mellan individer och hushåll i olika inkomstklasser. Motsvarande intention finns inbyggd i skattesyste- mets konstruktion. Också i detta fall påverkas kvinnors och mäns ekonomiska situation olika. Eftersom kvinnor tenderar att ha lägre marknadsinkomster, både beroende på lägre arbetsutbud och en lägre genomsnittlig lönenivå per tidsenhet, leder skatte- och transfererings— systemen till att inkomstskillnadema mellan män och kvinnor utjäm- nas.

En tredje aspekt, vars vikt inte alltid uppmärksammas, är att de tjänster som produceras inom offentlig sektor är starkt subventionera- de, dvs. när vi erhåller en daghemsplats åt ett barn, eller måste ge- nomgå en operation på ett sjukhus, betalar vi inte själva den totala kostnaden för dessa tjänster. Subventionering av dylika tjänster behö- ver inte nödvändigtvis innebära att de produceras i det offentligas

regi. Inte minst under de senaste åren har ju t.ex. andelen barn i barn- omsorg eller skola i privat regi ökat, men ”det offentliga” kvarstår som viktig finansiär vilket innebär att subventioner också ges till dem som nyttjar dessa privatproducerade tjänster.

Syftet med detta kapitel är att studera denna tredje aspekt med ton- vikt på skillnader mellan kvinnor och män. Frågan är alltså hur sub- ventioner av sociala tjänster påverkar inkomstfördelningen och in- komstskillnader mellan kvinnor och män. Jag kommer att analysera fördelningseffekter av en stor del av de mest omfattande subventione— rade tjänsterna inom välfärdsområdet, de icke-kontanta transferering- arna, på samma sätt som man inom inkomstfördelningsstudier brukar studera hur kontanta transfereringar, t.ex. barnbidragen, påverkar in- komstskillnader. De områden som studeras i detta kapitel är bamom- sorg, skola, sjuk- och hälsovård samt äldreomsorg (se vidare nedan).

En diskussion kring jämlikhet och fördelning av offentliga tjänster följer närmast. Därefter presenteras studiens tillvägagångssätt i avsnitt 4.3. Avsnitt 4.4 ger en beskrivning av de datakällor som används i analysen. I avsnitt 4.5 presenteras de empiriska resultaten och därefter följer i avsnitt 4.6 en avslutande diskussion.

4.2. Offentliga tjänster — deras syften och olika jämlikhetsbegrepp

Att sociala tjänster tenderar att vara subventionerade i många länder har utan tvivel med fördelningsfrågor och jämlikhet att göra. De allra flesta anser exempelvis att det inte är tjockleken på plånboken som skall avgöra rätten till sjukvård utan menar att alla vid behov skall ha rätt till vård., Men hur skall man då se på begreppet jämlikhet när det handlar om sociala program? I sin omfattande studie av brittiska soci- ala program diskuterade Julian Le Grand (1982) ett antal synsätt på jämlikhet och noterade speciellt att de principer vi kan urskilja inte nödvändigtvis är i harmoni med varandra (se också Uusitalo, 1985). De offentliga tjänsterna kan enligt några relevanta principer ställas i relation till (ökad) jämlikhet utifrån: (i) inkomst- eller resursskillna- der; (ii) tillgång; (iii) användande; (iv) absoluta kostnader; (v) relativa kostnader; och (vi) resultat. (Dessa principer följer inte helt den in- delning som Le Grand gjorde)

Den första principen säger att sociala tjänster skall allokeras så att de är till fördel för dem med knappa resurser. De bör följaktligen uti-

] I studier av s.k. konsensuell fattigdom framgår tydligt att det verkligen råder kon- sensus kring denna fråga till skillnad från många andra ”nödvändiga” varor eller akti- viteter (se t.ex. Konsensuell fattigdom, 1993).

från denna dimension vara ”omfördelande” och leda till att inkomst- skillnadema mellan ”fattiga” och ”rika” (eller mellan andra relevanta sociala grupper med olika resurser) minskar när vi lägger till värdet av offentliga tjänster.

Den andra principen anger att det är betydelsefullt att göra till- gängligheten lika stor för alla oberoende av till exempel kön, socio- ekonomisk position och regional tillhörighet. Att sociala tjänster er- bjuds till inga eller låga direkta kostnader för den enskilde, men också att bygga ut servicen till mindre tätbefolkade områden för att minska det geografiska avståndets betydelse, är medel för att uppnå likhet i tillgång.

Den tredje principen anger att brukandet av offentliga tjänster mel— lan relevanta personer skall vara lika. Innebörden av begreppet rele- vanta personer kan exemplifieras med att de som är i samma behov av vård också skall erhålla vård på lika villkor. En förutsättning för lik- het i användande torde vara likhet i tillgång medan motsatsen (p.g.a. skillnader i val) inte nödvändigtvis behöver gälla.

De fjärde och femte principerna, likhet i absoluta respektive relati- va kostnader, utgår från hur mycket det skall kosta för den enskilde att bruka någon form av social service. Likhet i absolut kostnad inne- bär helt enkelt att alla bör betala lika mycket för en social service av samma typ. Denna formella likhet leder till att den relativa kostnaden blir högre ju knappare resurser man har (om inte kostnaden är noll). Kostnaden bör här innefatta mer än rent monetära utgifter (se diskus- sionen kring geografiskt avstånd ovan) för den enskilde. Likhet i re- lativa kostnader kan sägas vara en förutsättning för att uppnå reell likhet i tillgång på samma sätt som likhet i tillgång är en förutsättning för likhet i användande.

Den sjätte principen bygger på att offentligt subventionerade tjän- ster, liksom skatter och transfereringar, inte är mål utan medel för att uppnå jämlikhetsmålet vilket istället är (ökad) jämlikhet i resultat. Det avgörande kriteriet är således om människors levnadsvillkor utjäm- nas. Målet med exempelvis en subventionerad hälso- och sjukvård är inte likhet i tillgång eller kostnad utan istället att hälso- och sjukvår- den minskar hälsoskillnadema mellan sociala grupper.

Denna genomgång visar att det inte är självklart hur vi ska se på fördelningen av sociala tjänster (vare sig utifrån tillgång, användande, kostnader eller subventioner). Enbart den första principen står i fokus för denna analys och då i en mycket speciell mening nämligen hur de sociala tjänsterna (eller snarare subventioner av dessa) fördelas mel- lan kvinnor och män.

4.3. Att studera offentliga tjänster utifrån en inkomstfördelningsansats

Startpunkten i denna studie är hushållets disponibla inkomster, dvs. inkomster efter direkta skatter och kontanta transfereringar. Dessa kommer som brukligt är att justeras för att skapa jämförbarhet mellan hushåll av olika storlek och sammansättning. Detta görs genom att di- videra hushållets disponibla inkomst med en faktor (ekvivalensskala) som varierar beroende på hushållets karakteristiska.

Den ekvivalensskala som används i det följande är mycket enkel. I stort sett alla ekvivalensskalor tar hänsyn till att det behövs en större inkomst om fler personer skall leva på en inkomst och till att det finns s.k. skalfördelar av att leva tillsammans (två personer behöver inte dubbelt så stor inkomst som en person för att uppnå samma levnads- standard). Om man enbart studerar skillnader i disponibla inkomster utan någon ekvivalensskala tar man inte alls hänsyn till det först- nämnda, medan man om man helt enkelt dividerar inkomsterna med antalet personer i hushållet inte alls tar hänsyn till det sistnämnda.

Den skala som kommer att användas i denna studie kan sägas ligga i mitten av dessa båda extremer och innebär helt enkelt att den dispo— nibla inkomsten delas med kvadratroten av antalet personer i hushål- let.2 Detta innebär exempelvis att ett hushåll med fyra personer behö- ver dubbelt så hög inkomst som ett hushåll bestående av en ensamstå- ende person för att erhålla samma ekvivalerade inkomst. Den analys- enhet som används i den kommande analysen är individer och inte hushåll, trots att vi mäter inkomsten på hushållsnivå (för motiv till denna analysstrategi, se t.ex. Gustafsson 1984; och Fritzell 1991).

Till de på detta sätt skattade inkomsterna påförs därefter de beräk- nade subventionerna som utgår till varje individ i ett hushåll. De för- ändringar detta ger upphov till i termer av medelvärden och spridning står därefter i fokus. Oftast är det förändringen av inkomstojämlik- heten i stort som röner störst intresse i denna typ av studier, här är det istället skillnaderna mellan kvinnor och män vi ska studera närmare.3

2 De flesta ekvivalensskalor kan approximativt uttryckas med funktionen rie där n är antalet personer i hushållet. I detta fall sätts alltså e till 0,5 vilket under senare tid har blivit en ofta använd skala i inkomstfördelningsstudier. Exempelvis är det den huvud- sakliga skala som användes i en omfattande OECD-studie (Atkinson, Rainwater & Smeeding, 1995) rörande inkomstojämlikhet i OECD-ländema. För en utförlig dis- kussion och empirisk analys kring olika ekvivalensskalor och dess effekter, se Buhmann m.fl. (1988). 3 För tidigare svenska inkomstfördelningsstudier som från ett brett perspektiv inklu- derat subventioner av offentliga tjänster, se Franzén, Lövgren & Rosenberg, 1975; Åberg, 1989; och Fritzell, 1994. För en internationell jämförelse, se Smeeding m.fl. (1993).

Ett grundläggande antagande i alla inkomstfördelningsstudier är att inkomsterna fördelas lika inom varje hushåll (se Jenkins (1991) för en diskussion av denna fråga). Makar antas med andra ord ha samma in- komstnivå. Orsaken är att vi saknar kunskap om hur inkomsterna för- delas inom hushållet. Givet att en stor del av hushållens konsumtion avser kollektiva varor inom familjen är detta antagande rimligen bättre än något annat antagande.

Denna princip kommer också att tillämpas på de subventioner som skall analyseras. Man skulle kunna hävda att dessa subventionerna är av mer individuell natur än kontanta transfereringar men samtidigt är det onekligen så att vi exempelvis inte har kunskap om huruvida de avgifter som idag finns betalas av individen eller ingår i hushållets budget. Detta antagande leder onekligen till en viss risk att de köns- skillnader som står i fokus för analysen i detta kapitel underskattas. Av detta skäl kommer jag inledningsvis att visa hur de skattade sub- ventionerna varierar mellan könen när vi inte tar någon hänsyn till hushållssammansättning eller inkomst (men däremot till ålder) och i fördelningsanalysen kommer jag också att redovisa resultat från ana- lyser där endast ensamstående män och kvinnor ingår.

4.4. Studiens datakällor och inkluderade subventioner

Jämfört med de omfördelningar som sker via skatter och transfere- ringar är kunskapen kring offentliga tjänster betydligt mer bristfällig. Hur nyttjande, kostnader och avgifter varierar mellan befolknings- grupper måste därför beräknas utfrån en mängd olika källor.4 Ut- gångspunkten i denna studie är ett mikrodatamaterial varifrån fram- förallt hushållens disponibla inkomster skattas. Materialet är ett riks- representativt urval av Sveriges befolkning upp till 84 års ålder som årligen insamlas av SCB, nämligen de s.k. ULF-undersökningama (för en presentation, se t.ex. SCB, 1997). I denna studie används data från 1995 års studie och urvalet begränsas till dem som är 20—84 år

4 Ett citat från en kompletteringsproposition för några år sedan ger en talande bild: ”Varken de som tar in avgifter eller ansvariga statistikmyndigheter samlar in använd- bara uppgifter om omfattningen av vård och service, värdet av konsumtionen samt vilka avgifter konsumenterna betalar i relation till inkomsten.” (Prop. 1993/94: 150, bilaga 1.5 sid. 26). Ett annat belysande exempel är att när vårdutnyttjande i öppen- vården beskrivs i Sveriges officiella statistik används i huvudsak två källor, dels den omfattande forskning som bedrivits i Tierps kommun, dels den urvalsundersökning som också används i denna studie (se Socialstyrelsen l996a). Det skall dock tilläggas att SCB på regeringens uppdrag under senare tid har börjat insamla data om nyttjande och avgifter inom olika sociala områden (se t.ex. Socialstyrelsen 1997).

gamla.5 Från denna studie hämtas grundläggande uppgifter rörande familjesammansättning och inkomster men materialet har också an- vänts rörande nyttjandet av vissa offentliga tjänster.

Utifrån olika statistiska källor har sedan kostnader och avgifter för olika delområden inhämtats. Vidare har annan statistik rörande nytt- jandets fördelning bland män och kvinnor i olika åldrar inhämtats. Eftersom fullständig statistik, där brukande av offentliga tjänster överförs till kostnader och där hänsyn tas till avgifter som betalas av brukaren, inte föreligger innebär förfaringssättet en hel del schablon- beräkningar och förenklingar. Befintlig statistik rörande bl.a. regio- nala skillnader i kostnader har inte använts i skattningama av subven- tionemas storlek.

Som nämndes ovan har studien begränsats till fyra breda välfärds- områden: barnomsorg, skola, sjuk- och hälsovård samt äldreomsorg. Studien täcker inte dessa områden fullständigt. För det första innebär den övre åldersgränsen att de subventioner som går till de allra äldsta inte studeras. För det andra har vissa delområden uteslutits.

De delområden som innefattas och de grundprinciper som följts för att skatta subventionerna är som följer (en mer specifik beskriv- ning av tillvägagångssättet med hänvisningar till källmaterial åter- finns i en bilaga till detta kapitel):

Barnomsorg: Subventioner av barnomsorgen har tillgodoräknats de föräldrar som bor med barnen och nyttjar kommunal barnomsorg (daghem, familjedaghem och fritids). Uppgifterna om nyttjande finns direkt i ULF -undersökningama liksom uppgifter om de avgifter hus- hållet betalar. Genomsnittskostnader per inskrivet barn i olika typer av omsorg har inhämtats från offentlig statistik. I de fall där barnet le- ver med två vuxna har subventionerna i lika grad påförts båda. För ensamstående föräldrar har hela subventionen påförts denna förälder.6

Skola: Subventioner inom utbildningsområdet fördelas i princip enligt samma tillvägagångssätt som för barnomsorgen. Samtliga för— äldrar med barn i relevanta åldrar har påförts subventioner. Studien innefattar endast grundskola och gymnasium (ej högskola, universitet, kommunal vuxenutbildning m.m.).

5 Ett vanligt förekommande problem i svenska inkomstfördelningsstudier är att ung- domar räknas som egna hushåll från 18 års ålder även om de bor kvar i föräldrahem- met (vilket 1eder till en felaktig skattning av inkomsten). Vi har dock haft möjlighet att exkludera ungdomar under 25 år som bor med någon av föräldrarna. 6 Man skulle teoretiskt kunna tänka sig att istället beräkna subventioner och avgifter också för den förälder som ej bor med barnet ifråga men det förefaller åtminstone långt ifrån självklart att detta förhållningssätt är mer förenligt med verkliga principer. Det är dessutom omöjligt av rent praktiska skäl i och med att vi inte känner till om de personer som ingår i urvalet har bam som de ej bor med.

Sjuk- och hälsovård: Subventionema har beräknats utifrån upp- gifter om nyttjande för kvinnor och män i olika ålderskategorier för olika delar av sjuk- och hälsovården. Studien innefattar i princip kost- nader och subventioner rörande slutenvården och läkarbesök (i det senare fallet har nyttjandet skattats utifrån ULF —undersökningen). Det finns med andra ord vissa områden av den totala sjuk- och hälsovår- den som ej inkluderats, men de två delarna ovan innebär ändock att huvuddelen inkluderats.7 Ansatsen här avviker alltså från t.ex. bam— omsorgen genom att det snarare är olika gruppers (efter ålder och kön) relativa risker för brukande av sjuk- och hälsovård som ligger till grund för den skattade subventionen.

Äldreomsorg: Äldreomsorgens subventioner, eller för att uttrycka det mera korrekt, omsorg om äldre och funktionshindrade, har skat- tats på motsvarande sätt som kostnader och subventioner inom sluten vård. Studien innefattar i princip de kostnader och subventioner som rör vård och omsorg om äldre och funktionshindrade i kommunal re- gi, exklusive färdtjänst, enligt Socialtjänstlagen, Hälso- och sjuk- vårdslagen och Lagen om stöd och service till vissa funktionshindra- de.

4.5. Empiriska resultat

Hur varierar då subventionerna mellan kvinnor och män inom de fyra områden som studien innefattar? Inledningsvis visas hur de skattade subventionerna varierar från ett individuellt perspektiv, och därefter studeras fördelningseffekter av att lägga till dessa subventioner till hushållens inkomster enligt den metod som beskrivits ovan.

Subventionernas variationer mellan kvinnor och män

I figur 4.1 visas den genomsnittliga subventionen per individ inom varje delområde för respektive kön efter breda åldersintervall. Av fi- guren framgår för det första att varje delområde har en extremt tydlig åldersprofil, något som knappast förvånar. Subventioner inom barn- omsorg och skola är de stora posterna för de yngre medan subventio- nerna inom sjukvård och äldreomsorg i stor utsträckning går till de två äldsta åldersgrupperna. I den yngsta åldersgruppen (20—44 år) är de skattade subventionerna klart större för kvinnor än för män för så- väl barnomsorg och skola som sjukvård.8 I de två därpå följande ål-

7 De större områden som ej innefattas är subventioner av läkemedel och av tandvård. 8 Det kanske kan förefalla märkligt att subventionerna inom barnomsorg och utbild- ning också uppvisar denna variation givet hur subventionerna har beräknats. Detta be- ror uteslutande på att en hel del barn och ungdomar lever med enbart en av föräldrar- na. Denna förälder är i en överväldigande majoritet av fallen är modern, vilket ju är

dersgruppema — 45—64 och 65—74 år — finner vi inte lika entydiga könsskillnader, men tendensen, framförallt orsakad av sjukvårdssek- tom, är att det finns en viss övervikt för subventioner till män.9 I den äldsta åldersgruppen (75—84 år) finner vi återigen en klar könsskillnad som beror på att kvinnor brukar äldreomsorgen i större utsträckning än män.

Figur 4.1 Genomsnittlig subvention per individ inom respektive

delområde, kvinnor respektive män efter åldersklasser år 1995

45000 Kvinnor 40000 35000

30000

5 25000 : 9

* 20000 15000

10000 5000

0

20-44 45-64 65-74 75-94 5 Barnomsorg :| Skola ! Sjuk- och hälsovård El Aldreomsorg

45000

40000

35000 30000

25000

kronor

20000

15000

10000

5000

20-44 45-64 65-74 75-84

I figur 4.2 har samtliga subventioner slagits samman och kurvorna anger således de genomsnittliga totala subventionemas storlek för

ett välkänt fenomen. 9 Att subventionerna inom skolområdet uppvisar en så pass tydlig könsskillnad när vi jämför åldersgruppema 20—44 och 45—64 är till allra största delen en effekt av ålders- skillnader mellan makar inom äktenskap/samboende.

kvinnor och män i åldrarna från 20 till 84 år (beräknade utifrån S-års- klasser). I denna figur framträder för det första två tydliga pucklar över livscykeln. Subventionema stiger (för både kvinnor och män) till ungefär 40 års ålder för att därefter minska förvånansvärt kraftigt un- gefär till pensionsåldern. Därefter uppvisar kurvorna för både kvinnor och män en kraftig stigning. Kurvorna följer således ett livscykel- mönster vars första puckel innefattar många subventioner i samband med omsorg och skolgång för barn medan den senare uppgången kännetecknas av ökade subventioner som har att göra med försämrat hälsotillstånd och åldrande.") När vi på detta sätt beskriver de genom- snittliga totala subventionerna ser vi också tydligare att könsskillnad- ema är störst dels vid relativt unga åldrar, dels i den äldsta åldersklas- sen medan differensen är mycket liten under den ”övre medelåldern” och även bland ”yngre pensionärer”.

Figur 4.2 Genomsnittlig total subvention per individ, kvinnor respektive män efter ålder (femårs—klasser) år 1995

Kr 120000 om" 100000 80000 60000 Män ------ Kvinnor

40000

20000

2024 3034 4044

%” 5054 6064 7074 8084

Det är väsentligt att komma ihåg att den totala könsskillnaden i sub- ventioner inte enbart är en funktion av de storheter som redovisas i fi- gurema 4.1 och 4.2. Av största betydelse därutöver är självfallet hur fördelningen av individer över åldersgrupper varierar och i detta av- seende föreligger väsentliga skillnader mellan kvinnor och män. Ex- empelvis fmns det ungefär dubbelt så många kvinnor som män som är

lo Man bör här komma ihåg att studien ej inkluderar subventioner inom högre utbild- ning. Om dessa inkluderades skulle uppgången mellan 20 och 40 år bli mindre markerad.

över 80 år i befolkningen. Med tanke på subventionemas åldersprofil påverkar dessa skillnader de genomsnittliga subventioner som utgår till kvinnor respektive män mycket starkt. Hela effekten kommer inte att kunna synliggöras i detta kapitel genom att det använda datamate- rialet har ett ålderstak på 84 år. Trots detta är den genomsnittliga in- dividuella subventionen klart större för kvinnor än för män. Det skat- tade genomsnittsbeloppet för alla kvinnor (20—84 år) i materialet upp- går till ca 38 000 kronor mot ca 30 000 kronor för män.

Det finns också redan här skäl att notera subventionens motsvarig- het på fmansieringssidan. Med tanke på att en viss del av de totala kostnaderna bärs av dem som brukar de offentliga tjänsterna så inne- bär könsskillnadema ovan inte bara att kvinnor erhåller en högre sub- vention än män utan också att kvinnor torde betala en större del av avgifterna. Detta leder vidare till en viktig slutsats: om man ökar av- giftsfinansieringen av offentliga tjänster betalar kvinnorna en större del av denna ökning än männen.” Det innebär samtidigt att det åt- minstone förefaller som en rimlig grundhypotes att kvinnor skulle förändra sitt handlingsmönster i större utsträckning än män vid en av- giftshöjning, dvs. det finns en större risk att kvinnor skulle undvika att söka omsorg och vård av ekonomiska skäl.

Förändringar av inkomstskillnader

I det följande skall vi studera hur inkomstskillnadema både mellan kvinnor och män men också inom respektive kön påverkas av att vi lägger till subventionerna inom de fyra områdena till hushållens dis- ponibla inkomster. Metodiken är densamma som skulle ha gällt om dessa subventioner istället transfererades som kontanta medel. Detta innebär att inkomsterna mäts på hushållsnivå. Trots detta kommer subventionerna att påverka ”inkomstskillnadema” mellan könen, på grund av att åldersfördelningama och hushållssammansättningama varierar mellan könen under livscykeln. Storleken på subventionerna till varje individs hushåll blir därmed också betydligt större eftersom vi lägger ihop samtliga subventioner som går till respektive hushåll. Som nämndes inledningsvis kan man självfallet invända att en viss del av könsskillnadema i subventioner döljs i denna traditionella in- komstfördelningsansats (precis på samma sätt som är fallet i inkomst- fördelningsanalyser av disponibla inkomster). Därför kommer också effekterna för ensamstående män och kvinnor (oavsett barnantal) att studeras.

” Denna slutsats kan självfallet påverkas av regelverket kring avgiftshöjningar, t.ex. om inkomstrelaterade avgifter används eller ej.

Utgångspunkten i analyserna utgörs av hushållens disponibla in- komster där den ovan beskrivna ekvivalensskalan används för att kunna jämföra inkomster för hushåll med olika sammansättning och storlek. Det bör också nämnas att subventionerna transformeras med samma ekvivalensskala.

Inledningsvis visas i tabell 4.1 hur de genomsnittliga ekvivalerade disponibla inkomsterna varierar mellan könen. Som synes är skillnad— erna mellan könen inte särskilt stora. Detta är självfallet delvis en ef— fekt av att en kvinna och en man i samma hushåll har identisk ekvi- valerad disponibel hushållsinkomst. I tabellens nedre del anges vidare hur andelen kvinnor varierar när vi går från låga till höga inkomster. Detta har gjorts med hjälp av fördelningens s.k. kvintilvärden, dvs. det som benämns kvintilgrupp 1 är de 20 procenten med de lägsta in- komsterna och så vidare. Här framkommer relativt tydliga skillnader mellan könen på så vis att kvinnor är överrepresenterade i de två lägsta inkomstgruppema medan män är överrepresenterade i de tre översta inkomstgruppema.

Tabell 4.1 Genomsnittlig ekvivalerad disponibel inkomst år 1995för män och kvinnor, samt andelen kvinnor i olika inkomstklasser efter fördelningens kvintilvärden

Genomsnittlig ekvivalerad disponibel inkomst: Kvinnor 135200 Män 140300

Andel kvinnor (%) i:

"Kvintilgrupp" 1 57,0 2 53,6 3 48,9 4 48,3 5 47,7 Totalt 51,1

Källa: Beräkningar på basis av SCB:s ULF-undersökning 1995.

Hur förändras då de genomsnittliga ekvivalerade inkomsterna av att vi påför subventioner inom barnomsorg, skola, sjuk- och hälsovård och äldreomsorg? Inledningsvis skall vi se hur detta påverkar in- komstfördelningen såväl totalt som inom respektive kön. Detta görs på ett mycket enkelt sätt genom att relatera inkomsterna vid två fasta punkter i fördelningen, nämligen vid den åttionde och den tjugonde percentilen (p80 och p20), till medianinkomsten (vilken åsätts värdet 100). Genom att redovisa kvoten mellan dessa tal kan vi se om sub- ventionerna tenderar att utjämna inkomstskillnadema (om kvoten minskar har inkomstskillnadema utjämnats) eller ej. Dessa kvoter,

liksom percentilvärdena i förhållande till medianen, redovisas i figur 4.3. De senare uttrycks också i de liggande staplar som finns i figuren och där längden på staplarna uttrycker avståndet mellan de med rela- tivt låga (p20) och de med relativt höga (p80) inkomster vilket således ger en bild av hur respektive inkomstfördelning förändras.

Figur 4.3 Inkomstnivåer vid tjugonde och åttionde percentilen i förhållande till medianen (100), för kvinnor respektive män samt totalt, före och efter det att skattade subventioner inom barnomsorg, skola, sjuk- och hälsovård samt äldreomsorg lagts till de ekvivalerade disponibla inkomsterna

P20 P80 PBOI P20

Kvinnor, före subventioner 74 136 1 .Kl

Efter

. 75 123 1,64 subventione

Män. före subventione 75 134 1,79

Efter subventione 7 3 125 1 .71

Totalt, före subventione 7 4 135 1 ,82

Efter subventione 74 124 1 .68

60% %% 100% 13% 140%

P20 = Relativ ekvivalerad inkomst vid gugonde percentilen (medianen = 100) P80 = Relativ ekvivalerad inkomst vid nionde percentilen (medianen = 100)

Som framgår är inkomstspridningen mätt på detta sätt något högre för kvinnor än för män. För både kvinnor och män gäller vidare att in- komstskillnadema tenderar att utjämnas när vi påför subventionerna. Utjämningen är dock större för kvinnor än för män och relationerna blir härigenom de omvända. Detta resultat kan påverkas av valet av ekvivalensskala. När vi närmare studerar förändringar i olika delar av fördelningen med hjälp av de angivna percentilvärdena, finner vi att i stort sett hela utjämningen sker i fördelningens övre del (detta ses ge- nom att det endast är p80 som förändras när vi lägger till subventio- nema).

Men hur påverkas då skillnaderna mellan könen? I tabell 4.2 redo- visas dels genomsnittsinkomstema för kvinnor och män, dels andelen

kvinnor i olika inkomstgrupper efter kvintilvärden, dvs. motsvarande information som gavs i tabell 4.1 men nu efter det att vi påfört sub— ventioner. Till skillnad från vad som framkom i tabell 4.1 finner vi nu att medelinkomsten är något högre för kvinnor än för män. Detta ska givetvis inte tas som intäkt för att kvinnors ekonomiska resurser är större än mäns, men ger en bild av hur subventionerna inom den of- fentliga sektorn indirekt påverkar kvinnor respektive män. Vidare kan noteras en relativt kraftig förskjutning av andelen kvinnor i olika delar av fördelningen. Framförallt har andelen kvinnor sjunkit markant bland de tjugo procent med lägst inkomster (från 57 till dryga 48 pro- cent).

Tabell 4.2 Genomsnittlig ekvivalerad disponibel inkomst år 1995 inklusive skattade subventioner för män och kvinnor samt andelen kvinnor i olika inkomstklasser efter fördelningens kvintilvärden

Genomsnittlig ekvivalerad disponibel inkomst plus subventioner

Kvinnor 173800 Män 172400

Andel kvinnor (%) i:

”Kvintilgrupp" 1 48,4 2 53,6 3 50.9 4 53,1 5 49,6 Totalt 51 ,1

Sammanfattningsvis visar dessa analyser följaktligen att de skattade subventionerna tenderar att utjämna skillnader mellan könen och dessutom att utjämna inkomstskillnader både totalt sett och inom res- pektive kön och i det senare fallet i högre grad bland kvinnor än bland män. Som vi tidigare nämnde finns det skäl att anta att det grundläg- gande antagandet om lika fördelning inom hushållen döljer en del av de könsskillnader som finns beträffande subventioner av offentliga tjänster. För att i någon mån belysa subventionemas effekter från ett mer individuellt inkomstbegrepp har motsvarande analyser som i ta- bell 4.1 och tabell 4.2 utförts separat för ensamstående kvinnor och män (med eller utan barn). Resultaten av dessa analyser redovisas i figur 4.4.

Figur 4.4 Ekvivalerad disponibel inkomst år I 995 före och efter skattade subventioner samt andelen kvinnor i olika delar av respektive fördelning efter kvintilvärden; ensamstående kvinnor och mån

160000 70

60% % 502

100000 40

80000

30 60000

20 40000

llllllllllllllllllll

10

ll|I|||l|l|lllll|lllllIII|I|III

20000

||llllllllllllllllllllllllllllllllll llllllllllllllllllllllllllllllllll Illlllllllllllllllllllllllllllll |IIIIIIIIIlllIIIIIIIIIIIlllllIllll llllllllIIIllllllllllllllllIIII

llllIlllllllllllllllllllll

» lll

kvinnor men Kv Kv Kv 3 Kv :. x ( u- &

:lFöre subventioner l Efter subventioner

Om vi inledningsvis studerar de genomsnittliga inkomsterna exklusi- ve subventioner kan vi notera att skillnaderna även här är relativt små trots det faktum att antalet hushållsmedlemmar i genomsnitt är något större bland kvinnorna än bland männen. Som nämnts tidigare beror det senare på att kvinnorna mer ofta har barn boende hos sig. Detta innebär följaktligen att skillnaderna i ”rena” (dvs. ej ekvivalerade) disponibla inkomster är klart mindre än de skillnader som visas i figu- ren. Samma generella trend som tidigare, men mer markerad, finner vi när vi studerar andelen kvinnor i respektive ”kvintilgrupp”.12 När vi så påför subventionerna finner man att ”medelinkomsten” bland en- samstående kvinnor klart överstiger männens.13 Effekterna på andelen män och kvinnor i olika delar av fördelningen förändras också mar- kant och framförallt koncentreras kvinnorna till fördelningens meller- sta inkomstklasser. Männen blir med andra ord fortfarande överrepre— senterade i fördelningens topp, men nu också i den nedersta delen av fördelningen.

De övergripande slutsatser som drogs ovan visar sig med andra ord med större tydlighet när vi koncentrerar oss på ensamstående män och

12 Gränsvärdena för respektive kvintilgrupp har behållits oförändrade i förhållande till den tidigare analysen. Det är alltså inte 20 procent i varje ”kvintilgrupp” här eftersom vi enbart inkluderar ensamstående. ” Detta resultat är i linje med vad som visats i en tidigare studie (se Fritzell 1994, figur 3) trots att studierna inte är helt jämförbara (vissa delområden som täcktes av den studien är inte inkluderade här).

kvinnor, men samtidigt visade den tidigare analysen att könsskillnad- ema även framträdde när alla män och kvinnor inkluderas i analyser- na. Det kan tilläggas att de förändringar som redovisas i figur 4.4 inte enbart är en följd av att ensamstående mödrar, givet tillvägagångssät- tet, får relativt stora subventioner. Även om analysen enbart utförs på ensamstående kvinnor och män utan barn framträder samma föränd- ringar när vi påför subventioner till de disponibla inkomsterna, dvs. också i detta fall har män högre disponibla inkomster än kvinnor före subventioner medan motsatsen gäller efter det att man tagit hänsyn till subventionerna.

Avslutningsvis finns det all anledning att än en gång poängtera att de resultat som redovisats ovan i många fall bygger på relativt grova schablonberäkningar och dessutom att vissa betydelsefulla delområ- den helt exkluderats.M En tredje begränsning är att studien inte inklu- derat personer 85 år eller äldre. Det mesta talar dock för att dessa be- gränsningar snarare har lett till att studien underskattar könsskillnad- ema än motsatsen. Det är nämligen svårt att finna något uteslutet del- område där män i genomsnitt skulle erhålla större subventioner än kvinnor men lätt att hitta exempel på motsatsen (se t.ex. vissa skattade subventioner i Gillström & Nermo, 1994). Likaledes torde ålderstaket leda till en underskattning genom att betydligt fler kvinnor än män är 85 år eller äldre och att dessa de allra äldsta i hög utsträckning får nå- gon form av äldreomsorg. Vilka eventuella effekter de tillämpade schablonberäkningama har är svårare att uttala sig om, men det mesta talar för att vissa förenklingar i beräkningarna inte har så stor effekt på könsskillnadema. Exempelvis skulle en nedbrytning av kostnader och subventioner där man tagit hänsyn till regionala skillnader (som är stora i många fall) knappast ha påverkat förhållandet mellan könen, eftersom både kvinnor och män finns i såväl storstad som glesbygd i ungefär samma omfattning.

4.6 Avslutande diskussion

Inledningsvis nämndes tre olika aspekter på det välfärdsstatliga områ— det som alla torde vara av stor betydelse för skillnader i resurser och livsvillkor mellan kvinnor och män. Denna studie behandlar enbart den tredje av dessa aspekter, nämligen fördelningen av subventioner i samband med brukande av offentliga tjänster. Studiens resultat visar bland annat att det föreligger påtagliga fördelningseffekter på så vis att kvinnor genomsnittligt erhåller större subventioner än män vilket

” Exempel på områden som uteslutits från analyserna ovan är läkemedelssubven- tioner, färdtjänst och subventioner inom högre utbildning.

leder till att i den inkomstfördelningsansats som tillämpats så ökar kvinnornas inkomst mer än männens. Genom att redovisa hur sub- ventionerna varierar för olika åldersgrupper framkommer bland annat att könsskillnadema framförallt är tydliga i relativt unga år samt bland de äldsta åldersgrupperna som studeras. Däremot tycks skillnaderna inte vara stora i åldrarna 45 till 74 år. Resultaten visar också att ”inkomstskillnadema” inom respektive kön tenderar att utjämnas ge- nom att påföra de skattade subventionerna till hushållens disponibla inkomster och i detta fall i högre grad bland kvinnor än bland män.

Sammanfattningsvis tycks därför också denna tredje aspekt av väl- färdsstaten ha stor betydelse när vi fokuserar kvinnor och män. Att det råder ett beroende mellan de urskilda aspekterna torde också vara ställt utom allt tvivel. Att exempelvis den utbyggda och subventione- rade barnomsorgen spelat en stor roll för kvinnors arbetsmarknads- deltagande är ett uppenbart exempel.

Såsom nämndes tidigare har dessa subventioner också sin motsva- righet på avgiftssidan. Inom alla de områden som behandlas råder konsensus kring att individernas och hushållens ekonomiska resurser inte skall utgöra en barriär för att bruka dessa offentliga tjänster. Uti- från ett könsperspektiv är det därför väsentligt att påminna om att ökade avgifter (med hänsyn både till skillnader mellan kvinnors och mäns inkomster och de ovan analyserade könsskillnadema i brukan— det av offentliga tjänster) skulle kunna leda antingen till ökade klyftor mellan könens relativa inkomster eller till en risk för att kvinnor i större utsträckning än män skulle se avgifterna som ett hinder och därigenom ändra sitt handlingsmönster.

Inledningsvis diskuterades också kort olika dimensioner av jäm- likhet och fördelning varav endast en dimension varit i fokus i denna studie. Det finns därför all anledning att notera att det trots de stora kostnader och subventioner som dessa välfärdsprogram är förbundna med, dessa i många fall blivit påtagligt lägre per individ under senare år. Detta kan förvisso till viss del handla om effektivitetsvinster som inte nödvändigtvis behöver innebära en försämrad välfärd för de be- rörda, men det finns också indikationer på försämringar. Exempelvis tycks den minskning av andelen av olika åldersgrupper i befolkningen som uppbär social hemhjälp inte enbart kunna förklaras av ett minskat hjälpbehov (se Lagergren, 1996). Detta understryker att studier som rör de andra former av jämlikhet som diskuterades ovan är av stor vikt.

Subventioner av offentliga tjänster Bilaga:

Kortfattad beskrivning av hur subventionerna beräknats

Nedan ges en kortfattad beskrivning av hur subventionerna har skat- tats med referenser till de statistiska källor som utnyttjats. Uppgifter om vilka belopp som slutligen har imputerats i analyserna kan erhål— las från författaren vid förfrågan.

A. Barnomsorg Subventionema beräknas utifrån faktiskt nyttjande av barnomsorg i mikrodatamaterialet (ULF). Utifrån ULF vet vi för varje barn i varje familj om det har en plats i någon form av omsorg. Vi kan också, för varje barn, särskilja om barnet vistas på kommunalt daghem, familje- daghem och fritids (varför subventionen tillåts variera mellan dessa tre typer av barnomsorg). Vi har däremot utifrån materialet inte till- gång till exakt grad av nyttjande (barnets vistelsetid per månad och antal månader per år). Vi imputerar därför medelvärdet av kostnaden för varje inskrivet barn inom respektive typ av barnomsorg (Social- styrelsen, 1996b). Den totala månadsavgift som familjen betalar i bamomsorgskostnader är likaledes en uppgift som ingår i datamate- rialet. Denna månatliga familjekostnad subtraheras därför från de ovan imputerade subventionerna. Månadskostnaden har multiplicerats med 11 beroende på att en fri månad 1995 tillämpades av ca 80 pro- cent av landets kommuner (Svenska kommunförbundet, 1996). Den på så vis framtagna avgiften blir ett par procentenheter högre än vad som anges i den officiella statistiken, vilket sannolikt beror på att vi får med vissa avgifter för privat omsorg. Den på så vis framtagna subventionen för varje familj har sedan tillförts mannen och kvinnan i tvåföräldrahushåll i lika stora delar. Tillvägagångssättet innebär att subventioner av barnomsorg endast går till dem som nyttjar bamom- sorgen (eller snarare deras föräldrar).

B. Skolan

Imputeringar av den subventionerade skolgången har, i linje med sub- ventionerna inom barnomsorg, gjorts efter principen att stödet anses ha gått enbart till familjer med barn i relevanta åldrar. Den imputering som har gjorts för grundskoleelever innebär att samtliga familjer som har barn i grundskoleålder har erhållit en subvention utifrån en om- räkning av genomsnittlig kostnad per elev i grundskolan 1994 mul- tiplicerat med antal barn inom åldersspannet (se SCB, 1996). Motsva- rande imputation har gjorts för gymnasieelever, men här har vi inte kännedom om huruvida barnet verkligen studerar på gymnasiet. Det imputerade beloppet har därför justerats nedåt i förhållande till verk-

lig genomsnittskostnad per elev. Det bör noteras att all annan utbild- ning inte har inkluderats i analyserna.

C. Sjuk- och hälsovård Den framräknade subventionen av slutenvård utgår från de totala kostnadema för sluten vård och genomsnittliga vårddagar i befolk- ningen för män respektive kvinnor i femårsklasser (se Landstingsför- bundet, l996a; Socialstyrelsen, 1996a). Beträffande öppenvården har beräkningarna utgått från genomsnittligt antal läkarbesök under de tre senaste månaderna såsom de rapporterats i ULF—undersökningen. Också här har värden beräknats för män och kvinnor separat i olika åldersklasser. De framtagna genomsnitten har multiplicerats med fyra för att erhålla ett genomsnittligt antal besök per år. Kostnaderna för ett läkarbesök är betydligt lägre inom primärvården (se Landstings- förbundet, 1995) och den genomsnittliga kostnaden per läkarbesök har skattats utifrån statistik rörande primärvårdens andelar av totala antalet läkarbesök och med avdrag för skattad patientavgift (se Land— stingsförbundet, l996b; Socialstyrelsen, 1996a). Tillvägagångssättet innebär att subventioner inom sjuk— och hälsovårdsområdet utgår till samtliga i befolkningen, medan subventionemas storlek varierar med ålder och kön. Det bör noteras att läkemedelssubventioner inte har in- kluderats i analyserna.

D. Äldreomsorg

Principen för imputeringar inom äldreomsorgen är densamma som den som tillämpas för hälso- och sjukvårdsområdet. Den totala kost- naden för vård och omsorg om äldre och funktionshindrade har först tagits fram (se Socialstyrelsen, l996b). Detta totalbelopp har fördelats utifrån genomsnittliga andelar av befolkningen (uppdelat efter ålders- klasser och kön) som antingen har särskilda boendeformer eller var beviljade social hemhjälp och/eller erhöll hemsjukvård per den 31 de- cember 1995 (beräknat från Socialstyrelsen, l996c, tabell 1 och 7). Eftersom datamaterialets ålderstak är 84 år är det imputerade totalbe- loppet i inkomstfördelningsanalysema väsentligt lägre än totalkostna- dema. Från de beräknade subventionerna har därefter den genom- snittliga avgiftsfinansieringen på 11 procent frånräknats (se Socialsty- relsen, l996b). Tillvägagångssättet innebär att subventioner av äldre— omsorg och stöd till funktionshindrade utgår till samtliga individer, men varierar starkt beroende på ålder och kön. Analysema har ej medtagit subventioner i samband med färdtjänst.

Litteraturförteckning

Atkinson, Anthony B., Rainwater, Lee & Smeeding, Timothy M. (1995) Income distribution in OECD countries. Paris: OECD.

Buhmann, Brigitte, Rainwater, Lee, Schmauss, thnther & Smeeding, Timothy M. (1988), ”Equivalence scales, well-being, inequality, and poverty: sensitivity estimates across ten countries using the Luxembourg Income Study (LIS) database”, Review of Income and Wealth, Vol. 34, s. 115—142. Franzén, Thomas, Lövgren, Kerstin & Rosenberg, Irma (1975), ”Redistributional

effects of taxes and public expenditures in Sweden”, Swedish Journal of Economics, Vol. 77, s. 31—55.

Fritzell, Johan (1991) Icke av marknaden allena: Inkomstfördelningen i Sverige. Stockholm: Almqvist & Wiksell International. Fritzell, Johan (1994) F ördelningsejjtekter av Offentliga tjänster. Rapport till ESO, Ds 1994: 86. Stockholm: Fritzes.

Gillström, Per & Nermo, Magnus (1994) ”Beskrivning av imputeringsförfarandet”, i Fritzell, 1994. Gustafsson, Björn (1984) Transfereringar och inkomstskatt samt hushållens

materiella standard. Rapport till ESO, Ds 1984: 17. Stockholm: Allmänna Förlaget.

Jenkins, Stephen P. ( 1991) ”Poverty measurement and the within-household distribution: agenda for action”, Journal of Social Policy, Vol. 20, s. 457—483. Konsensuell fattigdom (1993) Halleröd, Björn m.fl, Umeå: Umeå universitet (Umeå Studies in Sociology, No. 104). Lagergren, Elisabet ( 1996) ”Äldres hjälpbehov och social hemhjälp”, Äldres hälsa, behov och bruk av service och vård, ÅDEL-utvärderingen 96: 6. Stockholm: Socialstyrelsen. Landstingsförbundet ( 1995) Kostnader per intagen patient, vårddag, läkarbesök m.m. 1993. Stockholm: Landstingsförbundet. Landstingsförbundet (19963) Bokslutsstatistik 1995. Stockholm: Landstingsförbundet. Landstingsförbundet (l996b) Basårsstatistik 1995. Stockholm: Landstingsförbundet. Le Grand, J ulian (1982) The Strategy of Equality. London: Allen & Unwin. Proposition 1993/94: 150, Bilaga 1.5. Fördelningspolitisk redogörelse. SCB (1996) Utbildningsstatistisk årsbok I 995 . Stockholm: Statistiska centralbyrån. SCB (1997) Välfärd och ojämlikhet i 20-års perspektiv 1975—1995. Stockholm: Statistiska centralbyrån (Serie Levnadsforhållanden, rapport 91 ). Smeeding, Timothy M., Saunders, Peter, Coder, John, Jenkins, Stephen, Fritzell, Johan, Hagenaars, Aldi J.M., Hauser, Richard & Wolfson, Michael (1993) ”Poverty, inequality, and family living standards impacts across seven nations: the effect of noncash subsidies for health, education and housing”, Review of Income and Wealth, Vol. 39, s. 229—256. Socialstyrelsen (1996a) Hälso- och sjukvårdsstatistisk årsbok 1996. Stockholm: Socialstyrelsen. Socialstyrelsen (i samarbete med Svenska kommunförbundet och SCB) (1996b) Jämförelsetal för socialtjänsten 1995. Stockholm: Socialstyrelsen.

Socialstyrelsen (1996c) Vård och omsorg om äldre personer och personer med jimktionshinder 1995. SOS Statistik Socialtjänst 199627, Stockholm: Socialstyrelsen.

Socialstyrelsen (1997) Äldreomsorgens avgifter. Stockholm: Socialstyrelsen (serie Socialstyrelsen följer upp och utvärderar 96:6).

Svenska kommunförbundet (1996) Avgifter i barnomsorgen — kommunernas barnomsorgstaxor 1995. Stockholm: Kommunförbundet. Uusitalo, Hannu (1985) ”Redistribution and equality in the welfare state”, European Sociological Review, Vol. 1, s. 163—176. Åberg, Rune (1989) ”Distributive mechanisms of the welfare state — a formal analysis

and an empirical application”, European Sociological Review, Vol. 5, s. 167—182.

Föräldraförsäkringen och jämställdheten 5 mellan kvinnor och män

MARIANNE SUNDSTRÖM & ANN-ZOFIE DUVANDER

5.1 Inledning

Föräldraförsäkringen ersatte 1974 den tidigare moderskapsförsäkring- en. Den främsta nyheten var att fäder fick rätt till betald ledighet för att vårda sina nyfödda barn på samma villkor som mödrar. Ersätt- ningsnivån höjdes också från tidigare ca 65 procent av bruttoinkoms- ten till 90 procent och det engångsbelopp1 som tidigare utgått till alla mödrar avskaffades. Vidare blev föräldrapenningen skattepliktig samt pensions- och semestergrundande. Reformen sågs som ett led i att ”främja en ökad jämställdhet inte bara formellt utan även reellt mellan män och kvinnor i hemmet, arbetslivet och samhället”.2

Syftet med detta kapitel är att undersöka i vilken utsträckning för- äldraförsäkringen bidragit till att åstadkomma en sådan utveckling. Vad som ska menas med ökad jämställdhet kan alltid diskuteras, men ett vidgat ansvar för barn och hem för män och en starkare ställning på arbetsmarknaden för kvinnor torde ingå i de flesta definitioner. Hur föräldraledighet påverkar kvinnors och mäns löner har behandlats i en av kvinnomaktutredningens tidigare publicerade böcker.3 Vi har valt att inrikta vår studie på, för det första, vilka faktorer som be- stämmer i vilken utsträckning föräldrarna delar på ledigheten och, för det andra, hur föräldraförsäkringen påverkat unga kvinnors och små- barnsmödrars arbetsmarknadsdeltagande. För att belysa den första frågeställningen använder vi egna databearbetningar av ett datautdrag ur Riksförsäkringsverkets (RFV:s) register över utnyttjad föräldra- penning för bam födda januari—april 1990 och 1994. Den andra fråge- ställningen behandlas i form av en översikt över egen tidigare forsk- ning baserad på panelen i arbetskraftsundersökningarna och SCB:s Familjeundersökning från 1992.

1 Det motsvarade tre månaders grundsjukpenning. 2 Proposition l973:47. 3 Se Albrecht m.fl. (1997).

Kapitlet inleds med en presentation av föräldraförsäkringens upp- byggnad och utvidgning (avsnitt 5.2). Därpå följer en redovisning av hur mödrar och fäder använt föräldraförsäkringen och hur detta för- ändrats över tid. Vi ger också en kort översikt över resultat från tidi- gare studier av faktorer som inverkar på faderns uttag av föräldrale- dighet (avsnitt 5.3). Tyngdpunkten i kapitlet utgörs av en presentation av resultaten från vår studie av vilka faktorer som påverkar föräldrar- nas benägenhet att dela på ledigheten (avsnitt 5.4). Föräldraförsäk- ringens effekter på kvinnors arbetskraftsdeltagande behandlas i av- snitt 5.5. Kapitlet avslutas med en sammanfattande diskussion.

5.2 Föräldraförsäkringens uppbyggnad och utvidgning

Vid införandet 1974 omfattade föräldraförsäkringen rätt till sex må- naders ledighet från förvärvsarbete för vård av nyfött (eller adopterat) barn med en ersättning - föräldrapenning — motsvarande 90 procent av bruttoinkomsten.4 Alla föräldrar till nyfödda barn som varit in- skrivna hos försäkringskassan i minst 180 dagar innan barnets födelse har rätt till föräldrapenning. Föräldrapenningens storlek baseras dock på den inkomst man varit sjukpenningförsäkrad för under minst 240 dagar i följd före nedkomsten. Inskrivna föräldrar som inte förvärvs- arbetat före barnets födelse är endast berättigade till ersättning enligt en låg s.k. garantinivå (sedan 1987 60 kr/dag), vilket har gett särskilt unga kvinnor ett starkt incitament till att etablera sig på arbetsmarkna- den innan de får barn (se vidare avsnitt 5.5). Modern och fadern kun- de dela ledigheten mellan sig som de önskade. Föräldrapenningen kunde och kan användas på heltid, halvtid eller kvartstid (fr.o.m. 1997 även trekvartstid) och dagar kunde/kan sparas tills barnet är åtta år (RFV, 1996a). Föräldrarna kan inte ta ut hel föräldrapenning samti- digt, men båda kan under samma period ta ut föräldrapenning på halv- tid.

Redan 1975 utsträcktes rätten till föräldrapenning till sju månader och därefter förlängdes denna rättighet i flera omgångar: till nio må- nader 1978, varav en månad endast ersattes med garantibeloppet för alla, till tolv månader 1980 samt till 15 månader 1989. Sedan 1980 har tre månader ersatts med garantibeloppet för alla föräldrar. För för- äldrar till barn födda fr.o.m. januari 1995 är en månad av de 15 reser- verad för vardera föräldern, en s.k. mammamånad och en s.k. pappa- månad, och kan inte överlåtas på den andra föräldern. Ensamstående föräldrar har dock rätt att utnyttja båda dessa månader, dvs. samtliga

4 Dock högst för en inkomst om 7,5 basbelopp. 70

15 månader.5 (Modern och fadern hade, om båda var vårdnadshavare, redan tidigare rätt till hälften av dagarna var, men dessa dagar kunde överlåtas.) Fr.o.m. 1995 sänktes dessutom ersättningsnivån till 85 pro- cent för de två reserverade månaderna och till 80 procent under tio månader. Ytterligare sänkningar av ersättningsnivåema genomfördes fr.o.m. 1996 till 80 respektive 75 procent. Från 1997 är ersättningen 75 procent för båda slagen av ledighetsmånader, dvs. under tolv må- nader. Tre månader ersätts enligt garantinivån. (Regeringen har förut- skickat ett återställande av ersättningsnivån till 80 procent fr.o.m. 1998.) F lerbamsfödsel ger rätt till föräldrapenning under ytterligare 180 dagar per barn.

För att ha rätt till tjänstledighet från arbetet måste föräldern vid föräldraledighetens början ha varit anställd hos arbetsgivaren de se- naste 6 månaderna (alternativt minst 12 månader under de senaste två åren). Rätten till tjänstledighet (dvs. återanställning) gäller så länge hon/han vårdar barn som är yngre än 18 månader eller så länge hon/ han uppbär föräldrapenning.6

Blivande mödrar kan börja ta ut föräldrapenning tidigast 60 dagar före beräknad nedkomst och har sedan 1980 även haft rätt till havan- deskapspenning i högst 50 dagar i graviditetens slutskede om de inte kunde fortsätta med sitt tunga arbete och om de inte kunde omplace- ras till lättare arbete. Den senare förmånen hör dock till sjukförsäk- ringen.

Föräldraförsäkringen omfattar härutöver tre ytterligare förmåner med samma ersättning som vid vård av nyfödd: 1) från 1974 rätt till tillfällig föräldrapenning7 för vård av sjukt barn under 12 år (under 10 år till 1980), sedan 1990 högst 120 dagar per barn och år, 2) tio s.k. pappa-dagar vid barns födelse (eller adoption) sedan 1980, dvs. dagar som är reserverade för fadern för att utnyttjas under barnets första två månader samt 3) från 1986 till juli 1995 två s.k. kontaktdagar per år och barn i åldern 4—12 år för besök i daghem, skola etc. Från juli 1995 är det endast föräldrar till handikappade barn under 16 år som har rätt till kontaktdagar, tio per år. I detta kapitel kommer vi dock främst att behandla utnyttjandet av föräldrapenning för vård av nyfödd.

Härtill kommer att rätten att behålla den sjukpenninggrundade in- komsten8 vid ny graviditet 1980 utökades till att gälla till om nästa

5 Förälder som är ensam vårdnadshavare om sitt barn betraktas som ensamstående, oavsett om hon/han bor tillsammans med den andra föräldern eller ej. Föräldrar som är gifta med varandra är alltid båda vårdnadshavare. Ogifta föräldrar kan ingå en skriftlig överenskommelse om gemensam vårdnad. 6 Proposition 1977/78:104. 7 För vård av sjukt barn sänktes dock ersättningen till 80 procent för de första fjorton dagarna redan 1 mars 1991. 8 I vissa fall den högre SGI som löneutvecklingen medför (RFV, 1996a, s. 61). 71

barn föddes högst 24 månader efter det tidigare barnet (mot ca 12 må- nader före 1980) och 1986 till högst 30 månader efter. Dessa regel- ändringar gav föräldrarna incitament till att planera nästa födsel så att den föll inom det nämnda intervallet. Eftersom fler föräldrar kunde uppnå detta vid det längre intervallet än vid det kortare medförde detta att avståndet mellan födslarna sjönk. Detta bidrog i sin tur, och i kombination med andra samverkande gynnsamma faktorer, till att fruktsamheten steg i slutet av 1980-talet (se Hoem, 1993). Ett högre tempo i barnafödandet medför nämligen att fler barn föds än vid ett lägre tempo, eftersom hindrande faktorer inte kommer emellan i lika stor utsträckning. Efter 1990 har fruktsamheten åter sjunkit, sannolikt främst på grund av att arbetslösheten stigit och realinkomstema mins- kat för unga kvinnor och män (Hoem och Hoem, 1996).

5.3 Mödrars och fäders uttag av föräldraledighet Föräldrapenning för vård av nyfödd

Den överväldigande delen av föräldraledigheten har inte oväntat ut— nyttjats av mödrarna. Andelen fäder av de som tar ut föräldrapenning har dock stigit över åren. Under föräldraförsäkringens första år, 1974, var fädernas andel av de som uppbar föräldrapenning 2,8 procent (tabell 5.1). Denna andel steg under de följande åren och uppgick till ca 7 procent 1977 och tio år senare, 1987, till 24,5 procent. 1990 var andelen 26,1 procent och 1994 28,1 procent. Fädernas andel av det totala antalet ersatta dagar var dock länge tämligen låg, om än stigan- de. Det var inte förrän 1993 som fädernas andel av de ersatta dagarna (räknat i hela dagar) översteg tio procent, 10,1 procent närmare be- stämt. 1994 var deras andel 11,4 procent. Man kan förmoda att fäder och mödrar som hade sparat dagar i mån av möjlighet tog ut dem un- der 1994, eftersom ersättningsnivån skulle sänkas 1 januari 1995. Från det senare datumet infördes också den s.k. pappamånaden. Denna förefaller dock inte ha medfört något ökat uttag från fädernas sida under 1995; andelen fäder av de som uppbar föräldrapenning var 27,9 procent och deras andel av de ersatta dagarna var 9,6 procent. Under 1996 skedde dock en liten uppgång, så att fädernas andel ökade till 31,1 procent men deras andel av de ersatta dagarna stannade vid 10,6 procent. Då antalet ersatta dagar stigit successivt, allt eftersom föräldraledigheten byggts ut, innebär fädernas svagt stigande andel av de ersatta dagarna att fäderna i genomsnitt är föräldralediga fler dagar. Så var exempelvis de fäder som tog någon föräldraledighet i genom- snitt lediga 10,9 dagar 19789, 27,1 dagar 1987 samt 1993 och 1994

9 RFV (1989). Delar av dagar har omräknats till hela dagar. 72

39,5 dagar, om man räknar om halva och fjärdedelsdagar till hela da- gar. (F äder använder något oftare än mödrar föräldrapenning på del- tid. 98 procent av mödrarna och 95 procent av fäderna tog dock ut förmånen i form av hela dagar år 1996 (RFV, 1997a, s. 63)). Under 1995 och 1996, dvs. efter att den s.k. pappamånaden införts, har dock medeltalet dagar för fäderna sjunkit något. Eventuellt kan detta bero att inslaget av mindre intresserade och motiverade fäder bland dem som uppbär föräldrapenning stigit efter att pappamånaden införts.

Tabell 5.1 Andel fäder av de som uppbar föräldrapenning, deras andel av de ersatt adagarna och medeltal utnyttjade dagar per fader 1974—1996 Andel fäder av de som Fädernas andel av de Medeltal utnyttjade uppbar föräldrapenning, % ersatta dagarna, % dagar för fäderna 1974 2,8 0,5 saknas 1977 7,0 2,2 saknas 1987 24,5 7,3 27,1 1990 26,1 7,7 32,9 1993 27,0 10,1 39,5 1994 28,1 11,4 39,5 1995 27,9 9,6 34,3 1996 31,1 10,6 30,5

Anm. För 1974—1977 är uppgifterna hämtade från RFV (1986) och då delar av dagar ej har omräknats till hela dagar har medeltal dagar ej beräknats. För 1987—1996 har delar av dagar omräknats till hela dagar och uppgifterna har hämtats från RFV (1997b).

Alla fäder och mödrar lever dock inte tillsammans och de som gör så är inte alltid vårdnadshavare båda två (se not 5). Andelen fäder som tar föräldraledigt är högre bland gifta föräldrar än bland samtliga. RFV (1994) har visat att bland gifta par med barn födda 1981 hade 27 procent av fäderna tagit någon föräldraledighet innan barnet var 18 månader. Nästan tio år senare, bland samma grupp av föräldrar till barn födda 1990, hade motsvarande andel stigit till 45 procent. Även antalet dagar som fäderna var lediga ökade. Fäder till barn födda 1981 hade i genomsnitt varit föräldralediga 48 dagar innan barnet var 18 månader, medan motsvarande tal bland fäder till barn födda 1990 var 59 dagar.

Tillfällig föräldrapenning

Fördelningen mellan mödrar och fäder har emellertid varit jämnare när det gäller utnyttjandet av de övriga förmåner inom föräldraförsäk— ringen. Så har t.ex. fädernas andel av de ersatta dagarna för vård av sjukt barn under 1980-talet och 1990-talet legat omkring 40 procent

(RFV 1992, s. 28; RFV l996b, s. 27).10 De tio s.k. pappadagama vid barns födelse utnyttjas av nästan alla fäder, 86 procent av dem tog 1990 i genomsnitt ut tio dagar. Dock har andelen sjunkit något där- efter; 1995 utnyttjade 79 procent av fäderna 9,7 dagar i genomsnitt. Det är möjligt att en grupp av fäder valt att istället utnyttja dagar från den s.k. pappamånaden, eftersom ersättningen är fem procentenheter högre för dessa dagar. Av de ersatta s.k. kontaktdagarna för besök på daghem och skola har fadema utnyttjat ca 30 procent varje år under perioden 1987—1994 (RFV, 1997, s.66).

Tidigare studier av fädernas uttag av föräldraledighet

Föräldraledighet kan studeras ur olika synvinklar. Det som hittills till- dragit sig den största uppmärksamheten från forskare och andra de- battörer är frågan om fädernas uttag av ledighet och vilka faktorer som påverkar detta (se bl.a. SOU 1982zl3; Trost, 1983; Hwang, 1985; RFV, 1993; Bekkengen,1996 och nedan refererade arbeten). Det är emellertid väl så intressant ur jämställdhetssynpunkt att undersöka hur kvinnor använder föräldraförsäkringen och vilka faktorer som påver- kar detta (se Sundström, 1996 för en sådan studie). Det är dock den förstnämnda frågan som står i fokus för vår studie. Innan vi övergår till att redovisa våra resultat ger vi en översikt av vad tidigare forsk- ning och utredningar visat om vilka faktorer som-påverkar fädernas uttag av föräldraledighet.

Andelen barn som vårdas av fadern någon gång under sitt första levnadsår kan vara högre än föräldraledighetstalen ger intryck av, ef- tersom många fäder har haft arbetstider (skiftarbete o.dyl.) och se- mester som gett dem möjlighet att ensamma vårda barnen (Näsman, 1992, s. 13). Å andra sidan är det välkänt att fäder ibland använder föräldraledighet till annat än att själva vårda barnen — t.ex. fäder som tar föräldraledigt när modern har semester. (RFV, 1994 och 1997b har visat att detär tydliga säsongvariationer i fädernas uttagna dagar med toppar under semestrarna samt jul och nyår). Vårt intryck är trots allt att den förstnämnda sortens dagar överväger.

Varför tar inte fäderna mer föräldraledigt? Flera av de tidigare stu- dierna har funnit att fäderna upplevde hinder på arbetsplatsen mot att ta ledigt. I Näsmans (1992) studie, baserad på en enkät till föräldrar till 1000 barn födda 1986, uppgav 25 procent av fäderna att de upp— levde sådana hinder. Dessa fäder var i högre grad än övriga fäder tjänstemän i privat sektor och i ledande ställning på ett mindre före-

10 Förrnånen har utnyttjats för omkring hälften av de berättigade barnen varje år och antalet uttagna dagar per barn och är har varierat mellan 6 och 8 (RFV, 1992; RFV, l996b).

tag. F äder som varit lediga i minst en månad var i betydligt större ut- sträckning anställda i den offentliga sektorn och hade högre utbild— ning än de fäder som inte varit lediga alls. Vidare tog män som arbe- tade på kvinnodominerade arbetsplatser oftare föräldraledigt än de som var på en mansdominerad arbetsplats. Näsman fann härutöver att, i de fall både modern och fadern yrkesarbetade, fadern tenderade att oftare ta ledigt då modern hade högre inkomst, högre utbildning och/eller om hon besatt en unik kompetens på sin arbetsplats (Näsman, 1992, s. 14—15).

En liknande bild ges i Haas, studie av 319 föräldrapar till barn födda 1984 i Göteborg. På frågan om varför inte männen tog mer för- äldraledighet fick svarsaltemativet ”mannens arbetssituation” den högsta svarsandelen bland både män och kvinnor, 47 respektive 51 procent (Haas, 1992, s. 91). Männen uppgav också i större utsträckning än kvinnorna att de mötts av negativa attityder från arbetsgivare, arbetsledare och manliga arbetskamrater då de tagit föräldraledigt eller att de förväntade sig sådana attityder om de skulle ha tagit ledigt. Så uppgav exempelvis 40 procent av mödrarna att de mötts av positiva attityder från arbetsgivaren då de tog föräldraledighet. Motsvarande andel bland fäderna var endast 13 procent. Däremot sade sig 25 procent av fäderna ha mött — eller förväntat sig — negativa attityder från arbetsgivaren jämfört med 6 procent bland mödrarna. Liksom Näsman fann Haas att män med högre utbildning, anställda i offentlig sektor och/eller gifta med kvinnor som hade arbeten med högre status var mer benägna att ta ledigt (s. 103—105). Dessutom pekar Haas på att en hel del motstånd mot längre föräldraledighet för fäderna kommer från mödrarna; de vill i inte obetydlig omfattning ha större delen av ledigheten för sig själva (s. 91).

Albrechts m.fl. (1997) resultat att en månads föräldraledighet hade en mer negativ effekt på mäns löner än på kvinnors, allt annat lika, tyder på att de negativa reaktioner från arbetsgivare och arbetsledare som männen förutser inte är inbillade.

Hoem (1995) undersökte i en multivariat analys de faktorer som påverkade huruvida intervjuade män med barn födda 1974-90 (eller den manliga partnern till en intervjuad kvinna) tog minst en månads föräldraledighet eller ej. Sådana uttag förekom i högre grad efter första barnets födelse än efter andra och tredje barnets och uttagen ökade med de intervjuades utbildningsnivå.” Vidare tog män som vuxit upp i Sverige och/eller med minst en religiös förälder föräldra- ledigt i större utsträckning än övriga. Då analysen begränsades till

” Studien är baserad på SCB:s familjeundersökning från 1992. 75

parförhållanden som var intakta vid intervjun (1992) fann Hoem (1995, s. 48ff) att moderns utbildningsnivå hade stor betydelse medan faderns utbildningsnivå saknade betydelse för i vilken utsträckning fäderna tog minst en månad ledigt.12 I samklang med Haas (1992) ob- serverar Hoem vidare att ”kvinnor som svarat att de skulle sluta arbeta om det inte vore för inkomstens skull har mer sällan en partner som tagit ut föräldraledighet än andra kvinnor, medan män som tagit ut föräldraledighet inte skilde sig från andra män i detta avseende.” Hon fortsätter med att ställa frågan: ”Är det kanske framförallt kvin- norna som behöver motiveras till att låta papporna vara med att dela på föräldraförsäkringen eller måste vi vänta tills alla kvinnors arbets- marknadsanknytning är lika stark som de högutbildades innan pappor- na är med eller alternativt får vara med och dela på föräldraledighe- ten” (Hoem, 1995, s. 49).

5.4 Föräldrarnas benägenhet att dela på ledigheten — Vår studie

Syfte, data och urval

För att analysera vilka faktorer som påverkar föräldrars benägenhet att dela på föräldraledigheten har vi använt ett utdrag ur Riksförsäk— ringsverkets register som omfattar uttag av föräldrapenning för barn födda under de första fyra månaderna 1990 och 1994. Genom att välja dessa två år då ersättningsperioden och —nivån var densamma kan vi studera huruvida fädernas uttag av föräldrapenning ökat, och vad som i så fall orsakat detta. Vi ville också jämföra en tidsperiod med hög- konjunktur med en tidsperiod med lågkonjunktur.

Datautdragen omfattar 45 603 barn födda 1990 och 41 064 barn födda 1994. Detta är fler barn än som faktiskt föddes i Sverige under dessa två perioder, 43 375 respektive 40 401 levande födda. Detta be- ror på att RFV:s register innehåller uppgifter om alla barn som bodde i Sverige då utdraget gjordes 1997, så att utdraget även omfattar barn som är födda under de aktuella månaderna men som kommit till Sve- rige senare (se nedan). Vi följde föräldrarnas uttag av föräldrapenning i 21 månader från och med barnets födelse. För barn födda i januari räknades således uttagna dagar t.o.m. september följande år medan uttagna dagar för barn födda i april räknades t.o.m. december följande år. Eftersom de flesta mödrar och fäder har haft föräldrapenning under flera ej sammanhängande perioder har vi beräknat det sammanlagda

12 För urvalspersonema innehåller undersökningen en utbildningshistorik men den innehåller endast information om utbildning för den partner som de levde med vid intervjutillfället.

antalet dagar som varje förälder använt under barnets första 21 måna— ) der. För varje barn har RFV vidare fört på uppgifter om föräldrarnas intjänade pensionspoäng för varje år från 1960 till barnets födelseår.

Vi har för det första uteslutit barn för vilka ingen föräldrapenning för vård av nyfödd har utnyttjats under de 21 månaderna, strax under 3000 år 1990 och knappt 1500 år 1994. Dessa är de tidigare nämnda barn som kommit till Sverige efter 1991 respektive 1995. För det andra har vi exkluderat barn som avlidit (6 respektive 8), adopterade barn (156 respektive 178), barn födda vid flerbamsfödsel (598 respek- tive 577) samt barn som hade minst en föräldrar som ej var svensk medborgare (5243 respektive 6435). (De sistnämnda uteslöts därför att vi inte har möjlighet att behandla inverkan av nationalitet på för- delningen av föräldraledigheten inom ramen för denna studie).13 Vi har, för det tredje, uteslutit barn för vilka summan av föräldrarnas ut- tag överskred 450 dagar (ca 500 fall båda åren), då vi antog att det be- rodde på felregistrering, samt några få fall av inkonsistent information (12 respektive 16).

Eftersom vi är intresserade av hur föräldrapenningen delas mellan föräldrarna har vi, för det fjärde, uteslutit barn med endast en vård- nadshavare. Innan andra uteslutningar gjorts hade år 1990 ca 8800 barn en moder som var ensam vårdnadshavare och ca 1030 fadern som ensam vårdnadshavare, motsvarande antal år 1994 var ca 3750 respektive 300. En stor del av dessa uteslöts dock av andra, ovan- nämnda skäl. Dessutom har vi exkluderat de barn för vilka endast fa- dern tagit ut föräldrapenning (230 respektive 260) eftersom det saknas vissa uppgifter om modern för dessa barn. Dessa barn utgör mindre än en procent av samtliga och man kan anta att gruppen är mycket speci- ell. Härtill kommer att vi saknar uppgifter bl.a. om faderns ålder för några av de barn (10 barn 1990 men inga 1994) för vilka modern tagit ut all ledighet; dessa barn har också exkluderats. (I de fall ett barn tillhör mer än en av de ovannämnda uteslutna grupperna har de inräk- nats i den grupp som omtalats först). Efter att dessa uteslutningar gjorts återstod ett urval på 30 764 barn födda 1990 och 28 998 barn födda 1994 att analysera.

I förbigående kan vi konstatera att det förefaller vara vissa skillna- der i sammansättningen av barn födda 1990 och de födda 1994: an- delen som hade minst en föräldrar som ej var svensk var högre 1994 medan andelen med endast en vårdnadshavare var lägre. Troligen har andelen av de samboende föräldraparen som överenskom om gemen- sam vårdnad stigit under perioden, så att ett större antal barn till sam- boende har uteslutits 1990 än 1994. Det är vidare möjligt att det ingår

” Tabeller över uttag av föräldrapenning efter nationalitet finns i RFV (1993). 77

fler barn till ensamstående föräldrar 1994 än 1990, eftersom vårdna- den kan vara — och i ökande omfattning är — gemensam även för dessa barn. Övriga skillnader mellan de två barnkohorterna diskuteras i nästa avsnitt.

Metod och variabler

Vi delade in barnen i tre grupper efter hur många dagar fadern ut- nyttjat: l) endast modern utnyttjade föräldraledigheten, fadern tog inga dagar; 2) modern tog föräldraledigt och fadern tog mellan en dag och 30 dagar och 3) modem tog föräldraledigt och fadern tog mer än en månad. Vi genomförde därefter en s.k. ordinal logit analys där denna gruppindelning utgjorde den beroende variabeln.M Denna me— tod är den mest lämpliga eftersom den beroende variabeln utgörs av diskreta men ordnade (i vårt fall stigande) utfall. Vi ser i tabell 5.2 att det vanligaste fallet både 1990 och 1994 var att modern använde all föräldraledighet och att andelen barn för vilka detta gällde något oväntat ökat över de fyra åren. Andelen barn för vilka fäderna använ- de mindre än en månad minskade något mellan 1990 och 1994 medan andelen för vilka fäderna tog mer än en månad steg något. Att såväl andelen fäder utan uttag som andelen som tog mer än en månad ökade kommer också till utryck i en större standardavvikelse för fädernas uttagna dagar 1994. I genomsnitt minskade moderns uttag av dagar något medan fädernas uttag ökade.

Som tidigare nämnts finns det skillnader mellan de som fick barn 1990 och de som fick barn 1994. Sålunda var mödrarna drygt ett halvår äldre 1994 än 1990 och fäderna var också något äldre. Vidare hade såväl mödrar som fäder yrkesarbetat fler år i genomsnitt 1994 än 1990. (Vi har beräknat antal yrkesaktiva år som summan av år med pensionsgrundande inkomst vid 1989 års respektive 1993 års slut). Det förefaller således som om unga män och kvinnor med kortare yr- keserfarenhet i mindre utsträckning blev föräldrar under lågkonjunk- turåret 1994 än under det ”goda” året 1990. Vid en närmare gransk- ning av fördelningen av de yrkesaktiva åren för fäderna ser man att andelarna som arbetat 7—10,9 år och mer än 15 år ökat medan ande- larna som arbetat mindre än 7 år och 11—14,9 år (referenskategorin) minskat mellan 1990 och 1994. (Denna intervallsindelning används i modell 2). Denna förskjutning mot något äldre föräldrapar visar sig också i att en större andel av de barn som föddes 1994 var andra bar- net (referenskategorin), färre var första barnet. Andelen tredje (eller

” Vi prövade också en indelning efter faderns andel av de ersatta dagarna. Modeller— na baserade på denna hade dock väsentligt sämre anpassning än de som redovisas i det följande.

högre ordningstal) barn var oförändrad. Barnets ordningsnummer är baserat på moderns antal barn under åtta år då vi inte har information om barnantal för fadern i de fall han inte tagit ut föräldrapenning.

Tabell 5.2 Medelvärden och standardavvikelser för de variabler som ingår i våra analyser

Barn födda 1990 Barn födda 1994 Medelvärde Standard- Medelvärde Standard- avvikelse avvikelse Grupp 1 Bara modem, % 45,2 49,4 Grupp 2 Fadern (31 dagar, % 28,0 21,0 Grupp 3 Fadern >30 dagar,% 26,8 29,6 Moderns uttag, dagar 346,9 83,0 344,1 79,9 Faderns uttag, dagar 27,6 48,9 31,6 54,1 Moderns ålder 28,9 4,9 29,5 4,7 Faderns ålder 31,6 5,7 32,0 5,6 Moderns antal yrkesaktiva år 9,3 4,4 9,8 4,5 Faderns antal yrkesaktiva år 12,1 5,5 12,3 5,7 Fadern yrkesaktiv ( 7 år, % 15,6 13,3 Fadern yrkesaktiv 7—10,9 år, % 25,2 29,3 Fadern yrkesaktiv 11—15 år, % 33,9 30,3 Fadern yrkesaktiv >15 år 25,3 27,1 Faderns pensionspoäng 89/93 4,2 1,6 4,1 1,7 Föräldrarna gifta, % 65,6 52,4 Första barnet, % 42,4 40,6 Andra barnet, % 43,5 45,2 Tredje + barnet, % 14,1 14,2 Moderns SGI, 100-tal kr 1156,0 484,9 14191 5590 (sjukpenninggrundande inkomst) Antal observationer 30 764 28 998

Vi mäter faderns inkomst som dennes uppnådda pensionspoäng under 1989 respektive 1993, eftersom uppgifter om faderns sjukpenning- grundande inkomst (SGI) i allmänhet saknades om han inte tagit ut föräldrapenning. Pensionspoängen var i genomsnitt något lägre 1993 än 1989 och andelen fäder utan pensionsgrundande inkomst året in- nan var något högre för barn födda 1994 än för de födda 1990, 4,4 procent jämfört med 2,6 procent. Troligen beror denna skillnad på den dåliga arbetsmarknaden och svaga inkomstutvecklingen särskilt för de yngre under dessa fyra år. Vi inkluderar också en term med faderns pensionspoäng i kvadrat för att ta hänsyn till att effekten kan avta el- ler stiga vid högre pensionspoäng.

Moderns inkomst mäts med hennes SGI vid barnets födelse och vi ser att den ökade under perioden. Omräknad till 1994 års prisnivå blir

1990 års SGI 138 720 kr, vilket innebär att 1994 års SGI i genomsnitt var 2,3 procent högre realt. Att nivån var något högre sammanhänger troligen med mödrarnas högre ålder och längre yrkeserfarenhet. (Andelen mödrar utan SGI var konstant). Det är dock anmärknings- värt att motsvarande förändring inte kan observeras för männens pen— sionsgrundande inkomst eftersom även de var äldre och hade längre yrkeserfarenhet 1994. En möjlig förklaring till denna skillnad är att 1990-talets lågkonjunktur inledningsvis drabbade männen hårdare än kvinnorna. En annan möjlig tolkning är att kvinnans aktuella SGI vä- ger tyngre, än mannens inkomst året innan, för parets beslut om bar- nafödande eftersom det är hon som tar ut den största delen av föräld- raledigheten. Vidare inkluderar vi moderns SGI i kvadrat för att kon- trollera för att effekten eventuellt inte är densamma vid högre som lägre nivåer på SGI. I modell 2 använder vi en indelning av moderns SGI i kvartiler för att underlätta jämförelse mellan åren. Vår referens- kategori är den tredje kvartilen.

Den mest slående skillnaden mellan de båda urvalen är den väsent- ligt högre andelen föräldrama som var gifta 1990 jämfört med 1994. Detta är sannolikt en följd av den tillfälliga uppgången i giftermål som inträffade under 1989 på grund av förändringarna i rätten till än- kepension (se Hoem, 1991). Uppgiften för 1994 återspeglar i högre grad andelen gifta bland svenska föräldrar under andra näraliggande ar.

Resultat

Vi har skattat två olika logit-modeller med faktorer som påverkar i vilken utsträckning fäderna tar föräldraledighet. Resultaten presente- ras i tabell 5.3. Den första kolumnen för varje födelsekohort redovisar resultat från en modell med kvadratterrner medan den andra kolum- nen redovisar resultat från en modell med gruppering av faderns antal yrkesaktiva år och moderns SGI. En positiv koefficient betyder att faktorn ökar faderns uttag av föräldrapenning medan det motsatta gäller för en negativ koefficient. Båda modellerna har hög förkla- ringsgrad båda åren.

Tabell 5. 3 Faktorer som påveer i vilken grad föräldrarna delar på föräldraledigheten. Ordinal logit-analys efter faderns uttagna dagar för barn födda 1990 och 1994.

Bam födda 1990 Barn födda 1994 (1) (2) (1) (2) Moderns ålder 0,0364 0,0341 0,0530 0,0523 (6,86) (6,51) (8,61) (8,62) Faderns ålder 0,0032 —0,0111 —0,0065 —0,0173 (0,68) (2,80) (1,24) (4,21) Moderns yrkesaktiva år -0,0470 —0,0445 —0,0569 —0,0576 (9,06) (8,68) (9,72) (9,97) Fadems yrkesaktiva år —0,0269 —0,0157 (6,05) (3,32) Fadern yrkesaktiv ( 7 år , 0,0668 —0,1108 (1 ,58) (2,38) Fadern yrkesaktiv 7—10,9 är 0,0403 —0,0387 (1.28) (1 ,21) Fadern yrkesaktiv > 15 år —0,1193 —0,1205 (3.31) (3,18) Faderns pensionspoäng 0,0062 0,0060 0,0058 0,0056 (22,20) (21,86) (21 ,03) (20,48) Faderns pens, poäng2 [100 —0,0007 —0,0007 —0,0004 —0,0004 (19,85) (19,60) (12,73) (12,39) Moderns SGI 0,0005 0,0003 (8.70) (5,70) Moderns sei2 11000 —0.0001 —0.0001 (3,61) (4,67) Moderns SGI lägsta 25% —0,2584 —0,1877 (8,05) (5,74) Moderns SGI näst lägsta 25% —0,1225 —0,1197 (4,05) (3,78) Moderns SGI högsta 25% 0,1525 -0,0226 (4,84) (0,70) Föräldrarna gifta —O,3246 —0,3241 0,0960 0,0940 (8,70) (8,69) (2,79) (2,73) Första barnet 0,4114 0,4086 0,3648 0,3652 (10,55) (10,40) (10,57) (10,55) Tredje (el. högre) barnet —0,0939 —0,1000 —O,2495 —0,2497 (1,05) (1,12) (3,78) (3,78) Gifta & första barnet 0,1099 0,1132 0,0171 0,0172 (2,24) (2,31) (0,35) (0,35) Gifta & tredje (el högre) 0,0029 —0,0041 0,0783 0,0806 barnet (003) (0.04) (1,00) (1,03) Likelihood kvot 21202 20690 1931 ,1 1947,9 Antal observationer 30764 30764 28998 28998

Anm. z-värden inom parentes.

Vi har även skattat modell 1 för båda kohortema tillsammans och med interaktioner mellan samtliga variabler och barnets födelseår (noll om 1990 och ett om 1994) för att pröva vilka skillnader i vari- ablemas effekter som är signifikanta. Resultaten från den gemen- samma modellen redovisas översiktligt i form av plus och minus tecken för effektemas riktning i tabell 5.4. Ett positivt tecken för en interaktion betyder att variabeln hade en mer positiv inverkan på be- nägenheten att dela på föräldraledigheten för barn födda 1994 än för de födda 1990 och tvärtom för negativa tecken. Om interaktionen inte var signifikant var effekten densamma för de två kohortema.

Tabell 5.4 Effekter på benägenheten att dela på föräldraledigheten. Resultat av en gemensam modell för barn födda 1990 och 1994 med interaktionsefekter av barn fött 1994.

Moderns ålder + Moderns ålder 1994 + Faderns ålder ej sign Faderns ålder 1994 ej sign Moderns yrkesaktiva år — Moderns yrkesaktiva år 1994 - Faderns yrkesaktiva år — Faderns yrkesaktiva år 1994 ej sign Faderns pensionspoäng + Faderns pensionspoäng 1994 ej sign Faderns pensionspoäng2 /100 _ Faderns pensionspoängzl100 1994 + Moderns SGI + Moderns SGI 1994 — Moderns SGI2 /1000 * Moderns soi2 /1000 1994 ei sign Föräldrarna gifta — Föräldrarna gifta 1994 + Första barnet + Första barnet 1994 ej sign Tredje (el. högre) barnet — Tredje (el. högre) barnet 1994 — Gifta & första barnet ej sign Gifta & tredje (el. högre) barnet ej sign Barnet fött 1994 — Likelihood kvot 4057,3 Antal observationer 59762

Vi ser att benägenheten att dela på föräldraledigheten stiger med mo- derns ålder men minskar med hennes yrkeserfarenhet (tabell 5.3). En- ligt den gemensamma modellen gällde detta båda kohortema men ef- fekten av ålder var mer positiv för de födda 1994, medan effekten av yrkesaktivitet var mer negativ (tabell 5.4). Även faderns yrkeserfaren-

het tycks ha en negativ inverkan på hans uttag av dagar enligt modell 1. Om vi istället betraktar effekten av den grupperade variabeln (mo- dell 2) ser vi att det för barn födda 1990 framförallt är fäder med lång yrkeserfarenhet som är obenägna att ta föräldraledigt, medan för barn födda 1994 detta gällde i lika hög grad för fader med den kortaste yr- keserfarenheten. På grund av den höga korrelationen mellan faderns ålder och hans yrkesaktiva år blir effekten av den förra endast statis- tiskt signifikant, och negativ, då yrkeserfarenheten är grupperad (mo- dell 2).

Vidare tog fäder som hade en högre pensionsgrundande inkomst året innan barnet föddes oftare ut föräldraledighet än de med lägre in- komster båda åren. Effekten avtog dock med stigande inkomst, vilket kan bero på att föräldrapenningen endast ersätter inkomstbortfall för inkomster upp till 7,5 basbelopp.

I likhet med tidigare studier finner vi också att en högre inkomst för modern ökar antalet dagar fadern tar ut. Effekten är mindre för barn födda 1994 än för de födda 1990 och den avtar då inkomsten sti- ger för båda kohortema. Skillnaden mellan åren blir tydligare om vi betraktar estimaten baserade på kvartilsindelningen (modell 2). Det framgår klart att föräldrapar där moderns SGI låg i den högsta kvarti- len hade en avsevärt lägre benägenhet att dela på ledigheten 1994 än 1990.

Vi finner dessutom för båda åren att fådema i mycket större ut- sträckning tar föräldraledigt om barnet är det första än om det är det andra barnet. För barn födda 1994, men inte för de födda 1990, var fädernas uttag ännu mindre för tredje (eller högre) barnet än för det andra. Ett förvånande resultat är vidare att effekten av att föräldrarna är gifta går i motsatt riktning för de två kohortema; för barn födda 1990 är effekten negativ och för de födda 1994 är den positiv. (I den gemensamma modellen är effekten negativ båda åren men interak- tionseffekten är positiv och så stor att den uppväger den negativa ef— fekten för 1994). Eftersom RFV (1993) tidigare visat att samboende oftare än gifta delar på föräldraledigheten förväntade vi oss en negativ effekt. Den positiva effekten för 1994-kohorten beror sannolikt på att det i 1994-urvalet kommit med barn till ensamboende föräldrar som är gemensamma vårdnadshavare (se vidare nedan). De senare kan väntas ha en lägre benägenhet att dela på ledigheten än de gifta. Skill- naderna i effektemas storlek kan vidare sammanhänga med att gifter- målsboomen 1989 medförde att många par ingick äktenskap som un- der andra omständigheter inte skulle ha gjort det. Innebörden av att vara gift blir därför en annan 1990 än 1994.

För att ta hänsyn till skillnader i sammansättningen av de gifta och de ej gifta med avseende på bamantal har vi inkluderat interaktioner

mellan gifta/ej gifta föräldrar och barnets ordningsnummer. Resulta- ten visar att skillnaden mellan åren främst består i att första barnet för de som var gifta hade en positiv och signifikant effekt på fädernas ut- tag av dagar 1990, medan inga interaktionseffekter var signifikanta för barn födda 1994. (De är heller inte signifikanta i den gemensam- ma modellen). Då vi räknar ut summan av huvudeffekter och inter- aktionseffekter för de två kohortema på grundval av estimaten från modell 1 ser vi att effekten av första barnet för de ej gifta är positiv och ungefär densamma båda åren (tabell 5.5). För de gifta är effekten av första barnet också positiv 1990 men mindre än hälften av den för 1994. Vi ser också att gifta fäder till ett andra barn i väsentligt större utsträckning tog föräldraledigt om de var födda 1994 än om de var födda 1990. Vidare var benägenheten att dela på föräldraledigheten lägre för gifta som fick sitt tredje barn 1990 än för motsvarande grup- per 1994. De ej gifta som fick sitt tredje barn 1994 delade i emellertid i mindre utsträckning på föräldraledigheten än motsvarande grupp 1990. Dessa skillnader mellan gifta och ej gifta föräldrar till tredje (eller fjärde osv) barn 1990 och 1994 beror dock till stor del på att an- delen gifta bland tredjebamsföräldrama var väsentligt större 1990 än 1994, ca 88 procent jämfört med 73 procent. Om 1989 hade varit ett mer ”normalt” är i giftermålshänseende skulle en mindre andel av tredjebamsföräldrama ha varit gifta 1990 och skillnaderna 1990—1994 i effekt på fädernas uttag mellan gifta och ej gifta skulle ha varit mindre.

Tabell 5.5 Effekter på fädernas uttag av dagar av samspel mellan civilstånd och barnets ordningsnummer.

Gift 1990 Ej gift 1990 Gift 1994 Ej gift 1994

Första barnet 0,1967 0,4114 0,4698 0,3648 Andra barnet —0,3246 0,0000 0,0960 0,0000 Tredje+barnet —0,3246 —0,0939 —0,1535 —0,2495

Anm. Effekterna är beräknade på estimaten från modell 1 i tabell 5.3.

Varför tar fäderna i större utsträckning föräldraledigt efter första bar- nets födelse än efter andra eller tredje barnets födelse? Det är känt från tidigare studier (bl.a. Hoem B, 1993) att kvinnor med mer ”tradi— tionella” värderingar i högre grad föder ett andra eller tredje barn. En annan — eller kompletterande — förklaring kan vara att det tar längre tid innan barnet får plats inom barnomsorgen om det är ett första barn. Ett andra eller tredje barn kan få syskonförtur. Den tid barnet behöver någon av sina föräldrar hemma blir då längre för första barnet. En indikation i denna riktning ges av det faktum att det sammanlagda an- talet uttagna dagar för mödrarna och fäderna är högre i genomsnitt för

första barn än för andra och tredje barn båda åren. Ytterligare en möj- lig förklaring är att det för många familjer är mer kostsamt — i form av inkomstbortfall och lägre framtida lön — om fadern är föräldraledig än om modern är det och att familjerna lättare kan (eller är mer villiga att) bära denna kostnad vid första barnet.

Vi finner till sist, efter att vi kontrollerat för alla faktorer och inter- aktioner i modellen, att huvudeffekten av att barnet är fött 1994 är ne- gativ enligt den gemensamma modellen, vilket betyder att benägen— heten att dela på föräldraledigheten var lägre för barn födda 1994 än för de födda 1990. Denna lägre benägenhet beror med största sanno- likhet på att 1994-urvalet, som nämnts, innehåller fler barn till ensam- stående föräldrarar med gemensam vårdnad än 1990-urvalet. Effekten av att barnet är fött 1994 blir nämligen inte negativ — utan insignifi- kant — om den gemensamma modellen skattas enbart för gifta föräld- rar. För icke-gifta föräldrar blir den däremot negativ och signifikant.

Sammanfattning av vår studie Vår studie av uttag av föräldrapenning för barn födda januari—april åren 1990 och 1994 visar att andelen föräldrar som inte alls delade på ledigheten ökade något, samtidigt som andelen där fadern tog ut mer än en månad steg något och andelen där han tog mindre än en månad minskade mellan de två perioderna. Analysen visar att män som var samboende eller gifta med kvinnor med högre inkomster och som själva hade högre (men inte mycket höga) inkomster i större utsträck- ning tog föräldraledigt för både barn födda 1990 och de födda 1994. Föräldrarna delade vidare i större utsträckning på ledigheten för första barnet än för andra och tredje barnet. Ett oväntat resultat var att effek- ten av att föräldrarna var gifta var negativ för barn födda 1990 men positiv för de födda 1994. Resultaten från en gemensam modell för båda barnkohorterna med interaktioner mellan variablerna och barnets födelseår visade att även efter att vi kontrollerat för alla dessa faktorer var benägenheten att dela på ledigheten lägre för barn födda 1994. Eftersom denna lägre benägenhet endast kan observeras bland de ej gifta beror den sannolikt på att ett större antal i realiteten ensamståen- de föräldrar kommit med i 1994-urvalet än i 1990-urvalet.

Vi fann också andra skillnader i sammansättningen av våra två ur- val. Av de barn som föddes under högkonjunkturåret 1990 var en större andel första barnet än under lågkonjunkturåret 1994. De kvin- nor och män som fick barn 1994 var i genomsnitt äldre och hade längre yrkeserfarenhet än de som fick barn 1994.

5.5 Föräldraförsäkringens effekter på kvinnors arbetsmarknadsdeltagande

Frågan om hur föräldraförsäkringen påverkat kvinnors arbetsmark- nadsdeltagande kan delas upp i (1) hur den inverkat på unga, ännu barnlösa, kvinnors yrkesaktivitet och (2) vilka effekter den har haft på förvärvsgraden för de kvinnor som fått barn. Vi börjar med den första delfrågan.

Hur har unga, barnlösa kvinnors yrkesarbete påverkats?

Som framhållits ovan ger föräldraförsäkringens regler unga kvinnor starka incitament till att etablera sig på arbetsmarknaden innan de får barn, eller annorlunda uttryckt, att vänta med att få barn tills de har ett heltidsarbete med tillräckligt hög lön. Detta är troligen en viktig bi- dragande faktor till den stigande medelåldern för förstföderskor, den steg från 24,4 år 1974, till 25,5 år 1980, till 26,3 år 1990 och till 27,3 år 1995.

Hur sysselsättningen förändrats för kvinnor som får sitt första barn kan studeras i arbetskraftsundersökningamas s.k. paneler. Sundström och Stafford (1992) analyserade 15 paneler av kvinnor för åren 1970/72 till 1988/90. Varje panel innehöll observationer från åtta in- tervjutillfällen med tre månaders mellanrum och från varje intervju finns uppgift om sysselsättning, bamantal m.m. Resultaten visade att kvinnor som övergår från att vara barnlösa till att få sitt första barn då de är med i panelen i växande omfattning arbetade heltid (tabell 5.6). I denna grupp ökade andelen som var heltidssysselsatta under åtta kvartal i rad från ca 25 procent 1970/72 till ca 40 procent 1980/82 och till ca 48 procent 1988/90. Detta var en avsevärt kraftigare ökning än bland alla kvinnor i åldern 16—64 år; för dem var motsvarande siffror 22 procent, 25 procent och 34 procent. Förstföderskor som är tjänstle- diga för föräldraledighet ingår i andelen heltidssysselsatta förutsatt att de arbetat heltid innan de fick barn.

Bland kvinnor som fick sitt andra eller tredje barn mer än fördubb— lades andelen kontinuerligt heltidssysselsatta under denna tjugoårspe- riod, från ca 8 procent 1970/72 till ca 20 procent 1988/90, medan an- delen kontinuerligt ej sysselsatta föll drastiskt, från ca 31 procent 1970/72 till ca 6 procent 1988/90.

Samtidigt som det var många faktorer som bidrog till att öka kvin- nors arbetsmarknadsdeltagande under 1970- och 1980-talen — särbe- skattningen, bamomsorgens utbyggnad, stigande kvinnolöner — är det svårt att förbigå föräldraförsäkringens incitamentskapande roll för unga kvinnors sysselsättningsökning. Att försäkringen verkligen haft en sådan roll återspeglas också i den kraftigt sjunkande andelen kvin-

nor som uppburit föräldrapenning enligt endast den låga garantinivån. Denna andel uppgick till 36,7 procent av alla kvinnor som uppbar för- äldrapenning 1974, men föll redan 1975 till 29,6 procent och sjönk därefter successivt för att 1990 uppgå till endast 9 procent (RFV, 1975, 1977, 1991). Under 1990-talets lågkonjunktur steg andelen nå- got och uppgick 1994 till 11,4 procent (RFV, 1995).

Tabell 5. 6 Andel barnafödande kvinnor med kontinuerlig heltids-, deltids- eller ingen sysselsättning under 1970—90. Procent av alla kvinnor i gruppen

Andel med kontinuerlig heltids- deltids- ej sysselsatta sysselsättning sysselsättning Kvinnor som fått 1970—72 25,4 2,4 7,8 första barnet 1979—81 31,5 6,5 6,5 1986—88 40,7 7,7 0,7 1988—90 47,8 8,4 1,9 Kvinnor som fått 1970—72 7,7 8,7 31,4 andra + barnet 1979—81 10,0 23,6 17,9 1986—88 19,1 29,9 7,8 1988—90 19,9 25,6 5,9

Källa: Sundström och Stafford, 1992, s. 209.

F öräldraförsäkringens effekter på mödrarnas yrkesarbete

Vi skulle också förvänta oss att föräldraförsäkringen underlättat åter- inträdet på arbetsmarknaden för kvinnor som fött barn och bidragit till en höjd förvärvsfrekvens för denna grupp. Har så skett? Har förläng- ningen av föräldraledigheten inneburit att kvinnors återgång till arbe- tet fördröjts? Dessa frågor har analyserats i Rensen och Sundström (1996) som jämför föräldraledighetens jämte andra variablers inver- kan på återgången till arbetet för kvinnor som fick sitt första barn i Sverige och Norge 1968—88. Studien baseras på två retrospektiva un- dersökningar med nästan identisk uppläggning. Urvalet bestod av kvinnor som fött minst ett barn vid minst 19 års ålder och som var samboende eller gifta vid första födseln. Den använda metoden var s.k. livsförloppsanalys med vilken kvinnorna följdes från första bar- nets födsel till dess de (åter)gick till arbetet eller i högst 36 månader efter födseln.

Tabell 5. 7 Relativa risker för återgång till arbetet efter första födseln för svenska och norska kvinnor.

Sverige Norge Religiös aktivitet: hög 0,90 0,87* låg 1,00 1,00 Samboende 1,03 1,15* Gifta efter samboende 1,00 1,00 Direkt gifta 0,95 0,95 Separerat/skild 0,82 0,81 I samma parförhållande 1,00 1,00 Ålder vid födseln 1,00 1,00 Arbetslivserfarenhet, år 1,00 1,01 Arbetat andel av graviditeten 1,05 utelämnad Enbart grundskola 1,00 1,00 Grundskola plus ett år 1,17* 1,46*" 2—3 årigt gymnasium 1,05 1,84*** Eftergymnasial utbildning 1,22' 2,76'” Anställd i offentlig sektor 1,05 1,30'" Övriga 1,00 1,00 Andra graviditet u. obs period 0,88 0,37*** Ej gravid 1,00 1 ,00 Barnet fött år 1968—73 1,55'” 0,96 1974—76 1 ,79*" 1 ,37'" 1977—79 1 ,95*" 1 ,09 1980—84 1,00 1,00 1985—88 1 ,34*" 1 ,34*** Mammaledig efter födseln 2,82'” 2,18*** Ej berättigade 1,00 1 ,00 Likelihood kvot 214,6 437,9 Antal observationer 1419 1807

Anm. För Norge har variabeln ”arbetat andel av graviditeten” uteslutits på grund av att den var alltför högt korrelerad med mammaledighets-variabeln. För grupperade variabler är riskerna är relativa till de för basgruppen för vilken risken är lika med 1,00. För kontinuerliga variabler är risken relativ till medelvärdet, så att om risken är1,00 har variabeln ingen effekt, *** signinkant på 1 procents-nivån, " på 5 procents-nivån, * på 10 procents-nivån.

Källa: Rensen och Sundström, 1996, s. 280—281.

Resultaten från en modell i vilken en mängd bakgrundsvariabler in- kluderats visade att de kvinnor som hade haft föräldraledigt (dvs. som var tjänstlediga) efter födseln återupptog arbetet väsentligt kortare tid efter födseln än de kvinnor som inte varit berättigade till sådan ledig- het, allt annat lika (tabell 5.7). Förlängningen av föräldraledigheten (framförallt i Sverige) förefaller vidare inte ha medfört att den genom— snittliga tiden hemma med barnet blivit längre. Enligt författarna var utbyggnaden av den kommunala barnomsorgen troligen en bidragan-

de orsak till detta. Man konstaterar också att den längre föräldra- ledighet (ca 12 månader) som Sverige hade under 1980—talet gör det möjligt för en större andel av mödrarna att återgå till arbetet innan den betalda eller obetalda ledigheten upphör. Då föräldraledigheten är kortare (4—6 månader), vilket den var i Norge under större delen av den studerade perioden och i Sverige i början av perioden, kommer ett fåtal kvinnor att återuppta arbetet tidigt, medan ett större antal kom- mer att hamna utanför arbetskraften eftersom det är svårare att kom- binera yrkesarbete och föräldraskap när barnet bara är några månader gammalt.

5.6 Sammanfattande diskussion

Föräldraförsäkringen har nu varit i kraft i mer än tjugo år. Eftersom föräldrapenningen baseras på den inkomst föräldern hade före barnets födelse har försäkringen — och den stegvisa utbyggnaden av den — gett särskilt unga barnlösa kvinnor starka incitament att etablera sig på ar- betsmarknaden innan de får barn. Den ökande andelen av unga kvin- nor som arbetar heltid före första barnets födelse, liksom den stigande medelåldern för förstföderskor, förklaras sannolikt till stor del av för- säkringens utformning. Föräldraförsäkringen har också bidragit till att underlätta återgången till arbetet för kvinnor som har fått barn och har varit en viktig bidragande faktor till den starka ökningen av arbets- marknadsdeltagandet bland kvinnor med barn.

Om försäkringens effekter på kvinnors arbetsmarknadsdeltagande varit Över förväntan kan kanske det motsatta sägas om männens ut- nyttjande av försäkringen. Andelen fäder som tar ut någon föräldrale— dighet har visserligen stigit, om än långsamt, och även om ca 80 pro- cent av fäderna utnyttjar några av de tio s.k. pappadagama, är det ändå endast drygt hälften av de samboende och gifta fäderna som tar ut någon föräldrapenning för vård av nyfödd. Sannolikt är det många förändringar i både attityder och ekonomiska villkor som måste till om denna andel ska stiga väsentligt. Attityder och ekonomiska effek- ter är vidare svåra att skilja åt. Eftersom inkomstbortfallet blir mindre om modern är hemma med barnet än om fadern är det i alla de famil- jer där hennes inkomst är lägre än hans, kommer dessa familjer ofta att föredra detta ”traditionella” alternativ. Man kan anta att föräldrar som ska besluta om vården av sitt barn mera är inriktade på att lösa detta praktiska problem till så låg kostnad som möjligt än att lösa pro- blemet med den bristande jämställdheten mellan könen i samhället.

Vi vill avsluta med att efterlysa mer forskning om de långsiktiga effekterna av föräldrarna sätt att dela, eller inte dela, på föräldraledig— heten. Trots att möjligheten för föräldrarna att dela på föräldraledig-

heten funnits i mer än tjugo år och att detta allmänt anses eftersträ— vansvärt finns det oss veterligen inte en enda sådan longitudinell stu- die. Sådana studier skulle belysa effekterna över en längre tid på för- delningen av hemarbetet, välbefinnande för barn och vuxna, faderns kontakt med sina barn m.m. av fördelningen av föräldraledigheten.

Vi tackar Rikstörsäkringsverket och Kvinnomaktutredningen för att de bekostat vårt datautdrag samt Humanistisk-samhällsvetenskapliga forskningsrådet och Socialvetenskapliga forskningsrådet för ekonomiskt stöd. Ett varmt tack också till Britt-Marie Winnberg som hjälpt oss tolka informationen i datautdragen och bistått med övriga upplysningar. Vi är också tacksamma för värdefulla synpunkter på en tidigare version av kapitlet från deltagarna på demografiska avdelningens kollokvium.

Litteraturförteckning

Albrecht, James W., Edin, Per-Anders, Sundström, Marianne & Vroman, Susan B. (1997) ”Kvinnors och mäns löner — förvärvsavbrottens betydelse” i Inga Persson & Eskil Wadensjö (red.), SOU 1997: 137 Glastak och glasväggar? Den könssegregerade arbetsmarknaden. Stockholm: Fritzes.

Bekkengen, Lisbeth (1996) Mäns föräldraledighet — en kunskapsöversikt. Arbetsrapport 96:12, Samhällsvetenskap, Högskolan i Karlstad.

Hoem, Britta (1993) ”The Compability of Employment and Childbearing in Contemporary Sweden”, Acta Sociologica, Vol. 36, s. 101—120. Hoem, Britta (1995) Kvinnors _och mäns liv. Del ] Sysselsättning från 17 års ålder, Statistiska centralbyrån, Orebro.

Hoem, Britta & Hoem Jan M. (1996) ”Sweden”s family policies and roller-coaster fertility”, Jinko Mondai Kenkyu (Journal of Population Problems), Vol. 52, Nov.

Hoem, Jan M. (1991) ”To marry, just in case the Swedish widow*s pension reform and the peak in marriages in December 1989”, Acta Sociologica, Vol. 34, s. 127—135.

Hoem, Jan M. (1993) ”Public policy as the fuel of fertility: effects of a policy reform on the pace of Childbearing in Sweden in the 19805”, Acta Sociologica, Vol. 36, s. 19—31.

Hwang, Philip (1985) ”Varför är pappor så lite engagerade i sina barn?” i Philip Hwang (red.) Faderskap. Stockholm: Natur och kultur.

Näsman, Elisabet (1992) ”Parental leave in Sweden — a workplace issue?”, Stockholm

Research Reports in Demography, 73, Demografiska avdelningen, Stockholms universitet.

Proposition 1973:47 Förbättrade familjeförmåner inom den allmänna försäkringen m.m.

Proposition 1977/78:104 Rätt till ledighet för vård av barn m.m. RFV (1975) Allmän försäkring 1973/74. Stockholm RFV ( 1977) Allmän försäkring ] 975/ 77. Stockholm RFV (1986) F öräldraförsäkringen 1985. Stockholm

RFV (1989) Föräldrapenning med anledning av barns födelse avseende ] 98 7. Statistik information Is-I 198924, Stockholm. RFV (1991) Socialförsäkring 1989/90. Stockholm. RFV (1992) Social insurance statistics. Facts 1991 . Stockholm.

RFV (1993) Vilka pappor kom hem?. RFV informerar Statistisk rapport Is-R 19933, Stockholm.

RFV (1994) Från moderskap till föräldraskap. RFV Redovisar 199421, Stockholm. RFV (1995) Socialförsäkring 1993/94. Stockholm. RFV (l996a) F öråldrapenningförmåner. RFV rekommenderar. Allmänna råd 1996: 18. Stockholm.

RFV (l996b) Social insurance facts 1996. Stockholm: Riksförsäkringsverket och Fritzes.

RFV (1997a) Socialförsäkring 1995 och 1996. Stockholm: Riksförsäkringsverket och Fritzes.

RFV (1997b) RFV informerar. Statistikinformation Is-I 1997:10. Riksförsäkringverket, Stockholm. Rensen, Marit & Sundström, Marianne (1996) ”Matemal employment in Scandinavia: A comparison of the after-birth employment activity of Swedish women”, Journal of Population Economics, Vol. 9, s. 267—285. SOU l982:13 Förvärvsarbete och föräldraskap. Stockholm: Allmänna förlaget. Sundström, Marianne ( 1996) ”Determinants of the use of parental leave benefits by women in Sweden in the 19805”, Scandinavian Journal of Social Welfare, Vol. 5, s. 76—82.

Sundström, Marianne & Stafford, Frank P. (1992) ”Female labour force participation,

fertility and public policy in Sweden”, European Journal ofPopulation, Vol. 8, s. l99—215.

Trost, Jan (1983) ”Män och hushållsarbete. Mäns åsikter om ledighet från arbetet” i Lars J almert (red.), Om svenska män. F ostron, ideal och vardagsliv. Socialdepartementet SSA 1983 :2.

Sjukförsäkringen ur ett genusperspektiv

PER JOHANSSON & MÅRTEN PALME

6.1 Inledning

Liksom många andra industriländer har Sverige en allmän, obligato— risk sjukförsäkring. Sjukförsäkringen administreras av staten och fungerar på samma sätt i hela landet. Den finansieras delvis genom en arbetsgivaravgift samt delvis genom en egenavgift och ersätter in- komstbortfall orsakad av dålig hälsa motsvarande en årsinkomst mel— lan 6000 kronor och 7,5 basbelopp (d.v.s. 272 250 kronor 1997). Un- der senare år har denna försäkring genomgått en rad förändringar.] 1) 1987 genomfördes ”Tim-sjukpenningreforrnen”. Reformen innebar att den sjukskrivne ersattes med 90 procent av den ordinarie ar- betsinkomsten redan från första dagen av sjukskrivningen, d.v.s. karensdagen i sjukförsäkringen avskaffades och ersättningsnivån höjdes från 80 till 90 procent av den ordinarie arbetsinkomsten. Ersättningen knöts även hårdare till arbetsinkomsten den speciella dag som frånvaron avsåg. 2) Den 1 mars 1991 sänktes ersättningsnivån de första tre dagarna i ett sjukskrivningsfall till 65 procent av den ordinarie arbetsin- komsten och mellan dag fyra och dag 89 till 80 procent. Den ti- digare ersättningsnivån på 90 procent gällde från och med dag 90. 3) 1992 infördes en arbetsgivarperiod i sjukförsäkringen. Detta in- nebar att arbetsgivaren står för sjukersättningen de första 14 da- garna i en sjukskrivningsperiod, först därefter sker ersättningen via den allmänna försäkringen. Lägsta nivån för sjukförsäkringen är dock lagstadgad och var vid införandet av arbetsgivarperioden 75 procent av den försäkrades inkomst de första tre dagarna av en sjukskrivningsperiod och 90 procent därefter.

] En översikt av förändringarna i sjukförsäkringen fram till 1992 ges i Henreksson m.fl. (1992).

Sedan 1992 har en rad mindre förändringar ägt rum. Den 1 april 1993 infördes en karensdag i sjukförsäkringen. Den 1 januari 1996 sänktes ersättningsnivån till 75 procent och den 1 januari 1997 utöka— des arbetsgivarperioden till de första 28 dagarna i en sjukskrivnings- period. Sedan 1995 sker också en del av finansieringen via egenav- gifter.

Sedan den 1 januari 1998 är ersättningen från den allmänna sjuk- försäkringen 80 procent av den försäkrades inkomst under socialför- säkringstaket från andra dagen i en sjukskrivningsperiod. Från den 1 april 1998 minskar arbetsgivarperioden så att den återgår till 14 dagar.

Syftet med detta kapitel är att ge en översiktlig bild av hur den allmänna sjukförsäkringen och förändringarna av denna omfördelar inkomster i allmänhet och mellan kvinnor och män i synnerhet.

Det finns flera problem med att genomföra en sådan analys. Tre av de mest centrala är vad det befintliga sjukförsäkringssystemet jämförs med, om sjukfrånvaron påverkas av regelsystemet och vem som egentligen betalar avgifterna.

Då vi analyserar effekterna av en reform är jämförelsen okompli- cerad: vi jämför systemet innan reformen genomfördes med det som införes genom reformen. Att analysera effekterna av ett allmänt sys- tem är mer komplicerat. Det krävs att man bildar sig en uppfattning om vad som skulle kunna ersätta ett allmänt sjukförsäkringssystem: ett kontrafaktiskt system.

En allmän, obligatorisk sjukförsäkring är liksom andra socialför- säkringar en intervention i ekonomin. Det är svårt att förutse hur sjuk- försäkringen skulle organiseras om lagstiftningen om obligatorisk sjukförsäkring skulle slopas, eller om ersättningsnivåema skulle bli så låga att de flesta skulle efterfråga kompletterande försäkringar. Detta är onekligen en intressant frågeställning och skulle förtjäna en egen studie. Kangas (1991) jämför omfattningen av den allmänna sjukför- säkringen i OECD-ländema och analyserar de politiska och institutio- nella olikheter som lett fram till dessa skillnader.

Det finns åtminstone tre möjliga alternativ till den allmänna sjuk- försäkringen. För det första s.k. avtalsförsäkringar. Den största delen av den svenska arbetsmarknaden omfattas av kollektivavtal slutna mellan arbetstagar- och arbetsgivarorganisationer. Om den allmän sjukförsäkringen skulle upphöra, är det troligt att kollektivavtalen även skulle omfatta regler för någon form av sjukförsäkring. Redan idag finns s.k. avtalsförsäkringar som kompletterar den allmänna sjukförsäkringen. För ålders- och förtidspensionema har avtalspen— sionema fått en ökad betydelse under senare år.

En annan möjlighet är att sjukförsäkringen skulle organiseras av den enskilda arbetsgivaren. Utformningen av sjukförsäkringen (kom- pensationsnivåer, självrisker, varaktighet m.m.) skulle då kunna skilja sig markant mellan olika arbetsgivare. Denna möjlighet utesluts inte av avtalsförsäkringar. Som beskrivits ovan, ombesörjer redan idag ar- betsgivaren sjukpenningen den första tiden i varje sjukfrånvaroperiod. Även om den lägsta ersättningsnivån är reglerad i lagstiftningen be- talar vissa arbetsgivare en högre sjuklön.

Slutligen är det tänkbart att efterfrågan på individuella sjukförsäk- ringar skulle uppstå. Sådana försäkringar skulle kunna tillhandahållas av vanliga försäkringsbolag. Efter införandet av arbetsgivarperioden har framför allt mindre företag tecknat försäkringar, delvis från Riks— försäkringsverket och delvis från privata försäkringsbolag, för att för- säkra sig mot höga utgifter för sjukskriven anställd personal. Även om detta exempel gäller företag snarare än privatpersoner som för— säkringstagare, visar det hur privata försäkringar uppstår i avsaknad av statliga.

För en ekonom ter sig ytterligare en referensram som intressant i detta sammanhang: en perfekt försäkringsmarknad. På en perfekt för- säkringsmarknad betalar varje individ en premie som motsvarar ris- ken för att försäkringen utnyttjas. Den mekanism som leder fram till att denna premie sätts kan beskrivas på följande sätt. Om ett försäk- ringsbolag erbjuder en försäkringstagare betala en högre premie än värdet av den förväntade risken, är det lönsamt för ett annat försäk- ringsbolag att erbjuda en lägre premie. Denna process upprepas tills den premie som motsvarar värdet av risken uppnås.

Det finns en rad skäl till att en perfekt försäkringsmarknad inte uppstår i praktiken. Det är t.ex. stora kostnader förknippade med att inhämta information om försäkringstagaren för att kunna sätta en aktuariskt rättvis premie. Det faktum att försäkringstagaren har mer information om sin egen hälsa än försäkringsbolaget (s.k. asymme— trisk information) kan leda till att marknader för vissa försäkringar försvinner. Vidare är det svårt för ett försäkringsbolag att observera om den försäkrade individen utnyttjar sjukförsäkringen utan att hälsan förhindrar honom eller henne att utföra sitt ordinarie arbete. Likväl kommer premierna för de tre alternativ till en allmän försäkring som skisserades ovan att bära drag av de aktuariska premier som skulle gälla på en perfekt försäkringsmarknad. Vissa egenskaper är mycket lätta för försäkringsbolaget att observera, bl.a. huruvida försäkrings- tagaren är kvinna eller man. Om den ena gruppen har en högre sjuk- skrivningsfrevens, kommer individerna i denna grupp i genomsnitt att få betala en högre premie.

För att studera hur sjukförsäkringen omfördelar inkomster mellan olika grupper i samhället är det således av centralt intresse att känna till sjukskrivningsbeteendet hos olika grupper av individer. Ett annat problem då man vill studera effektema av sjukförsäkringssystemet är att det observerade individuella beteendet kan vara endogent, d.v.s. betingat av det rådande sjukförsäkringssystemet. Om den försäkrade individen får betala en annan premie för försäkringen eller en annan självrisk, är det tänkbart att han eller hon ändrar sitt sjukskrivnings- beteende. Det räcker således inte med att känna till det observerade sjukskrivningsbeteendet, man måste även känna till hur individerna ändrar sitt beteende om olika betingelser förändras.

Ytterligare ett problem är att veta vem som egentligen betalar sjuk- försäkringen — att känna till den s.k. incidensen för sjukförsäkrings- avgiften. Formellt finansieras sjukförsäkringen sedan 1995 till unge- fär lika delar av arbetsgivaravgifter och egenavgifter. Arbetsgivarav- gifter kan påverka såväl löner som priser och vinster. Empiriska stu- dier (se Holmlund, 1983 eller Palmer & Palme, 1989) har gett resultat som tyder på att på lång sikt så påverkar arbetsgivaravgifter nästan uteslutande löneutrymmet. Enligt dessa resultat skulle alltså den för- säkrades eget konsumtionsutrymme påverkas fullt ut av sjukförsäk- ringsavgiften. Några motsvarande empiriska studier av incidensen för egenavgifter existerar ännu inte, men det är rimligt att anta att denna är än mer knuten till löneutrymmet än arbetsgivaravgiftema. En skill- nad mellan arbetsgivaravgifter och egenavgifter är att egenavgifterna inte betalas för inkomster som överstjuter 7,5 basbelopp.

Kapitlet är organiserat enligt följande. I nästa avsnitt redovisar vi ett antal kända fakta om skillnader mellan kvinnors och mäns sjuk- skrivningsbeteende. I det därpå följande avsnittet sammanfattar vi en rad empiriska studier där orsaker till skillnader i kvinnors och mäns sjukfrånvaro studerats. I ett avslutande avsnitt ges sammanfattande kommentarer och slutsatser.

6.2 Skillnader mellan kvinnors och mäns sjukskrivningsbeteende

I tabell 6.1 redovisas sjuktalet, d.v.s. det genomsnittliga antalet dagar ersatta av den allmänna sjukförsäkringen per sjukförsäkrad och år, för män och kvinnor mellan 1987 och 1996. Ett brott i denna serie sker 1992; då införs arbetsgivarinträdet och de första 14 dagarna i varje sjukskrivningsperiod varken ersätts eller registreras av den allmänna sjukförsäkringen.

Tabell 6.1 Antal sjukpenningdagar per sju/försäkrad (sjuktalet) År

1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996

Män 20,4 22,0 21,2 20,5 19,3 12,9 12,2 11,4 10,5

9,5

Kvinnor

26,0 28,7 28,1 27,7 25,8 17,5 16,4 15,9 15,5 14,3

Män och kvinnor

23,1 25,3 24,5 24,0 22,5 15,2 14,2 13,6 12,9 11,8

Källa: Socialförsäkringen 1995—1996. Sveriges Officiella Statistik.

Det framgår tydligt av tabell 6.1 att kvinnor är sjukskrivna mycket mer än män. Den absoluta skillnaden mellan könen har emellertid minskat något sedan slutet av 1980-talet: 1988 var den genomsnittliga skillnaden 6,7 dagar, 1996 hade skillnaden krympt till 4,8 dagar.

I tabell 6.2 är sjuktalet uppdelat på kön och olika åldersgrupper 1991.2 Det framgår av tabell 6.2 att skillnaden mellan kvinnor och män är ungefär densamma i alla åldersgrupper utom i den äldsta gruppen (60—64 år) där skillnaden är mindre. Detta visar att skillna- den i sjuktalet inte enbart kan förklaras av biologiska skillnader knutna till reproduktionen. I så fall hade skillnaderna i sjuktalet för- svunnit då kvinnorna passerat den fertila åldern.

Tabell 6.2 Sjuktalet uppdelat på kön och olika åldersgrupper

Ålder

16—1 9 20—29 30—39 40-49 50—59 60—64 Samtliga

Män

7,8 13,8 16,9 18,0 27,8 44,4 19,3

Kvinnor

9,9 19,9 23,7 25,6 34,9 45,7 25,8

Män och kvinnor

8,8 16,8 20,2 21,7 31,2 45,1 22,5

Källa: Allmän Försäkring 1991. Sveriges Officiella Statistik.

Kvinnor har högre sjukfrånvaro än män också enligt undersökningar som avser andra länder. Enligt Paringer (1983) hade amerikanska män i genomsnitt en sjukfrånvaro som uppgick till 3,1 procent av den

2 Anledningen till att vi valt att redovisa siffror från 1991 är att det är sista året före arbetsgivarperiodens införande och således det sista året med tillförlitlig statistik för

sjuktalet. 96

schemalagda arbetstiden, medan genomsnittet för de amerikanska kvinnorna var 4,3 procent (1983). Skillnaden mellan könen vad gäller den totala sjukskrivningen förefaller således inte enbart kunna förkla- ras av ett speciellt sjukförsäkringssystem, då Sveriges och USA:s sjukförsäkringssystem skiljer sig markant åt. Däremot vet vi att skill- naderna i betingelserna för män och kvinnor på arbetsmarknaden, trots väsentliga skillnader mellan länderna, ändå är relativt likartade i de flesta västliga industriländer. Könsskillnaden i frånvaro kan såle- des genereras av ekonomiska incitament likaväl som av skillnader i den medfödda biologin eller hälsan.

Det är svårt att hitta entydiga indikatorer som visar att kvinnor skulle ha sämre hälsa än män. En ofta använd hälsoindikator är för- väntad livslängd. Enligt skattningar av Statistiska centralbyrån för 1991—1995 är den förväntade återstående livslängden för sextonåring- ar, den ålder då de kan inträda i socialförsäkringssystemet, 60,21 år för män respektive 65,50 för kvinnor. Om denna hälsoindikator an- vänds skulle således kvinnor förväntas ha lägre sjukfrånvaro än män. Det finns emellertid även andra mått på hälsa. Ett sådant är subjektiva mått på välbefinnande med hälsan inhämtade från intervjuundersök- ningar. I Lundberg m.fl. (1997) analyseras en undersökning där sub- jektiva hälsoindikatorer använts och en slutsats som dras i studien är att kvinnor i genomsnitt har sämre hälsa än män då detta mått an- vänds.

Kvinnor konsumerar betydligt mer hälsovård än män. Detta fram- kommer tydligt i empiriska studier (se t.ex. Sundberg, 1996, som analyserar svenska förhållanden). Sindelar (1982) förklarar denna skillnad i konsumtionsmönster med skillnader i preferenser. Konsum- tion av hälsovård kan ses som investeringar i den egna hälsan. Kvin- nor har preferenser för att lägga ner större resurser på att investera i den egna hälsan.

Sjukfrånvaro kan även den ses som investeringar i den egna hälsan (se Paringer, 1983). Genom att vara hemma från jobbet då man drab— bas av temporära hälsoförsämringar påskyndas tillfriskningen. Även permanenta hälsonedsättningar försämras ofta av fortsatt förvärvsar- bete.

I tabell 6.3 redovisas sjukfallen uppdelad på olika fallängder.3 Det framgår tydligt av tabell 6.3 att kvinnor har fler korta sjukfrånvaro- perioder än män. När det gäller de längre sjukfrånvaroperioderna är skillnaden mycket mindre.

3 Se fotnot 2 för motivering för val av år.

Tabell 6.3 Avslutade sjukpenningfall 1991. Antal fall i tusental samt procentuell fördelning efter fallens längd

Fallets längd, dagar Män Kvinnor Antal fall, tusental Andel (%) Antal fall, tusental Andel (%)

1 728 19,6 1221 26,2 2 728 19,6 1012 21,7 3 531 14,3 629 13,5 4 382 10,3 410 8,8 5 605 16,3 466 10,0 6 78 2.1 98 2,1 7 126 3,4 140 3,0 8—14 212 5,7 256 5,5 15—29 145 3,9 172 3,7 30—89 115 3,1 159 3,4 90—179 30 0,8 47 1,0 180—364 19 0,5 23 0,5 365—729 15 0,4 19 0,4 730— 7 0,2 9 0,2 Summa 3 712 100 4 661 100

Källa: Allmän Försäkring 1991. Sveriges Officiella Statistik.

Figur 6.1 Andel av totala arbetskraften som är förtidspensionerade vid olika åldrar 1995 uppdelat på män och kvinnor

0

"7. O 9— MEn &— Kvinnor

0

**. O

Andel förtidspensionerode 0.20 0.30

0.10

0.00

Källa: Egna beräkningar från SCB:s Arbetskraftsundersökningar 1994 och 1995 samt Socialförsäkring 1995 och 1996.

Figur 6.1 visar andelen förtidspensionerade vid olika åldrar 1995 uppdelat på kvinnor och män. Det framgår tydligt av figuren att en större andel kvinnor än män förtidspensioneras vid relativt unga åld- rar. Skillnaden vid 60 års ålder är mycket liten och vid 64 års ålder är en större andel män än kvinnor förtidspensionerade. Skillnaden mel- lan kvinnors och mäns sjukskrivning är större i alla åldersgrupper än skillnaden i förtidspensionering. Karlsson m.fl. (1997) analyserar det totala ”ohälsotalet” — summan av sjukskrivningar och förtidspensio- neringar. En av slutsatserna i denna studie är att skillnaden i det totala ohälsotalet främst förklaras av att kvinnor har mer omfattande sjukskrivningar.

Sammanfattningsvis kan vi konstatera att kvinnor har högre sjuk- frånvaro än män (33 procent 1991). Skillnaden utgörs framför allt av en större frekvens korta sjukfall. Skillnaden i förtidspensioneringar mellan kvinnor och män är mindre än skillnaden i sjukskrivning. Det finns inga entydiga belägg för att kvinnors hälsa skulle vara sämre än mäns.

Empiriska studier av orsaker till sjukf'ånvaro Det finns en rad studier av orsakerna till sjukfrånvaro. I antologin Goodman & Atkin (1984) ges en fyllig, om än något inaktuell, över- sikt över forskningen inom olika samhällsvetenskapliga discipliner rörande detta område. I detta avsnitt skall vi ge en översikt över några empiriska studier av sjukfrånvaro.4 Vissa av dessa har koncentrerat sig på skillnader i sjukfrånvaro mellan kvinnor och män.

Av fundamentalt intresse i detta sammanhang är att veta huruvida de observerade skillnaderna i kvinnors och mäns sjukskrivningsbete- ende orsakas av könsskillnader i preferenser, i ekonomiska incitament eller i andra observerbara faktorer.

Innan vi refererar resultaten av de ovan nämnda studierna avseen- de dessa frågeställningar, skall vi kort redogöra för de metodologiska svårigheter som är förknippade med att studera hur ekonomiska inci- tament påverkar sjukfrånvaron. Låt oss till en början anta att sjuk- frånvaro är som vilken annan vara som helst: efterfrågan påverkas bl.a. av dess pris och konsumenternas inkomster. Låt oss vidare anta att individerna följer en beteendemodell av följande slag: varje mor- gon innan de går till jobbet beslutar de — betingat av hur de uppfattar sin hälsa — om de skall gå till sitt arbete eller om de till en viss kost- nad i form av utebliven annan konsumtion, skall stanna hemma från arbetet och motta ersättning från sjukförsäkringen. Om detta är fallet,

4 Sambandet mellan regler för sjukförsäkringen och sjukfrånvarobeteendet studeras teoretiskt i Lantto (1991).

och vi dessutom känner till pris- och inkomstelasticitetema, så kan vi räkna ut hur individerna anpassar sitt beteende till olika utformningar av sjukförsäkringen.

Tre av studierna i denna översikt (Cassel, Johansson & Palme, 1996, Johansson & Palme, 1996, samt Johansson & Brännäs, 1996) följer denna ansats och söker med hjälp av ett urval individer skatta pris- och inkomstelasticiteter för efterfrågan på att vara borta från ar- betet. Båda dessa studier använder data från Levnadsnivåundersök- ningen.5 Schematiskt kan tillvägagångssättet beskrivas enligt följande. Först räknas kostnaden (priset) för att vara borta från arbetet med er- sättning från sjukförsäkringen en viss dag ut för varje individ i urva- let. Även den inkomst som den försäkrade individen får då han eller hon är borta beräknas. Dessa båda variabler används sedan i en statis- tisk modell där pris- och inkomstelasticitetema beräknas.

I Johansson & Palme (1996) fanns bara tillgång till data för antalet sjukdagar aggregerade över ett år, 1981, för varje individ i urvalet. Detta innebär att det fordrades en statistisk modell, som tillåter att den beroende variabeln mäter beteendet över helt år och utgörs av ett hel- tal, trots att den statistiska modellen är formulerad för beslut dag för dag. Ett grundläggande problem med denna ansats är att kostnaden för att vara borta från arbetet till stor del kommer att bestämmas av den försäkrade individens lön. Denna påverkas i sin tur av en rad faktorer. Det är tänkbart att anställda som är borta mycket har svårare att bli befordrade eller få löneökningar. Vidare kan man tänka sig att anställda som har preferenser för att vara borta mycket söker sig till jobb med hög tolerans för sjukfrånvaro, men vilka i gengäld är lägre betalda. Det är slutligen tänkbart att anställda med dålig hälsa, och därför hög sjukfrånvaro, har lägre lön. Av dessa tre skäl kan anställda som har hög sjukfrånvaro också ha en låg lön, och därmed en låg kostnad för att vara borta. Om inget görs för att korrigera för detta, kan de beskrivna sorteringsmekanismema på arbetsmarknaden göra att priselasticiteten överskattas. I Johansson & Palme (1996) vidtas två typer av åtgärder för att kontrollera för denna typ av icke-obser- verbar heterogenitet. För det första inkluderas ett stort antal oberoen- de variabler, som mäter arbetsmiljö, hälsa, kontroll på arbetsplatsen och individuella karaktäristiska o.s.v. För det andra används en s.k. semi-parametrisk metod för att kontrollera för sådan heterogenitet som inte kan observeras direkt i datamaterialet. Med semi-paramet- risk metod menas att man, utöver den parametriska funktionsformen,

5 I alla dessa tre studier samt i Broström m.fl (1997) har urvalet begränsats till indu- striarbetare för att begränsa olikheterna i ersättningsnivån från sjukförsäkringen. Se Fritzell & Lundberg (1994) för en beskrivning av Levnadsnivåundersökningen.

ansätter en allmän funktion för att kontrollera för t.ex. heterogenitet man inte kan observera direkt i datamaterialet.

Resultaten i Johansson & Palme (1996) indikerar att kvinnor är mindre känsliga för kostnader för sjukfrånvaro i sitt sjukskrivnings- beteende (lägre priselasticitet i efterfrågan på sjukfrånvaro)? Enligt resultaten har däremot kvinnor högre inkomstelasticitet för efterfrå- gan på sjukfrånvaro.

Johansson & Brännäs (1996) utgår från en liknande modell för det individuella frånvarobeslutet. I deras studie betingas dock beslutet av hela hushållets ekonomiska resurser och arbetsutbud. Den ekono- metriska modellen skattas på ett urval av sambeskattade par från Lev- nadsnivåundersökningama 1981 och 1991. Panelegenskapen — att samma individer ingår både 1981 och 1991 — utnyttjas i estimationen av modellen. Resultaten i allmänhet, och avseende skillnaden mellan kvinnor och mäns sjukskrivningsbeteende i synnerhet, är mycket lik- artade de i Johansson & Palme (1996). Också i denna studie tyder re— sultaten på att kvinnor är mindre känsliga för förändringar i kostnaden för sjukfrånvaro i sitt sjukskrivningsbeteende, men har en högre in- komstelasticitet.

I Cassel, Johansson & Palme (1996) används data från Levnads- nivåundersökningen 1991 samt uppgifter dag-för-dag om sjukfrånva- ro för individerna i urvalet. Detta möjliggör att den statistiska model- len kan skattas med en s.k. probit-modell där dynamiskt beroende (d.v.s. sambandet mellan olika, på varandra följande sjukfrånvaro- perioder) modelleras — varje individ observeras 365 gånger under 1991. Denna modell medger att icke-observerbar heterogenitet kon- trolleras för med hjälp av en konstant för varje individ i urvalet. Den för skattningama nödvändiga variationen i kostnaden för sjukfrånvaro uppstår genom sänkningen av ersättningsnivån den 1 mars 1991, ge- nom differentieringen i ersättningsnivån beroende på sjukskrivnings- periodens längd efter reformen samt genom det progressiva skatte- systemet.

Dessa tre studier ger trots metodologiska skillnader en ganska lik- artad bild av pris— och inkomstelasticiteten för sjukfrånvaro: kostnads- (eller priselasticiteten) för sjukfrånvaro är förhållandevis hög. Detta förklarar de stora minskningar av sjukfrånvaron som kunnat observe- ras då ersättningsnivåerna sänkts. Estimatet för priselasticiteten är nå- got lägre för kvinnor, medan skattningen för inkomstelasticiteten är något högre för kvinnor än för män.

Broström, Johansson & Palme (1997) utgår från en mindre rigorös ekonomisk modell. I denna studie studeras övergångsintensitetema

6 I denna studie uppfylldes inte de s.k. Slutsky-villkoren för delurvalet av kvinnor.

från en arbetsperiod till en sjukskrivningsperiod, respektive från en sjukskrivningsperiod till en arbetsperiod. Studien utgår från en kom- parativ statisk modell för hur bl.a. timlön, icke-arbetsinkomst, ersätt- ningsnivån i sjukförsäkringen samt kontrakterad arbetstid förväntas påverka sjukfrånvaron. Studien jämför tre olika metoder för att skatta hur ekonomiska incitament påverkar sjukskrivningsbeteendet: en icke-parametrisk, en semi—parametrisk och en fullt parametrisk me- tod.7

Figur 6.2 Andel kvarvarande med sjukfrånvaro vid övergång från sjukfrånvaro till arbete (övre figuren),respektive andel kvarvarande i arbete vid övergång från arbete till sjulgf'ånvaro (nedre figuren), kvinnor och män

1.0

Sjukfrånvaro till arbete

Andel kvarvarande 0.4 0.6 0.8

Andel kvarvarande 0.6 0.8 1.0 0.0 0.2

0.4

0.2

0.0

o so wo 150 zoo 250 mg,, 300

Figur 6.2 illustrerar den första delen av studien: icke-parametriska skattningar av varaktighetsfunktioner för arbetsperioder respektive sjukskrivningsperioder. Varaktighetsfunktionen anger för varje sjuk-

7 Den läsare som är intresserad av de statistiska metoderna hänvisas till att läsa den refererade rapporten. För att kunna tillägna sig innebörden i resultaten krävs dock ingen kunskap om dessa metoder.

skrivningsperiodslängd hur stor andel av sjukskrivningsperiodema som inte avslutats. I figur 6.2a och 6.2b sammanfattas skillnaderna mellan kvinnor och män. Figur 6.2a, bekräftar det vi tidigare sett i den totalräknade statistiken — att kvinnornas sjukskrivningsperioder har något kortare varaktighet. Detta gäller för korta frånvaroperioder; för längre sjukskrivningsperioder föreligger ingen skillnad mellan könen. Figur 6.2b visar att kvinnor har kortare varaktighet i sina arbetsperio- der, även om det är svårt att separera de s.k. varaktighetsfunktionema för kvinnor och män i figuren.

Figur 6. 3 Andel kvarvarande i arbete vid övergång från arbete till sjukfrånvaro (övre figurerna) respektive kvarvarande med sjukfrånvaro vid övergång från sjulgfånvaro till arbete (nedre figurerna), kvinnor och män, före och efter sänkning i ersättningsnivån den I mars 1991

% 5 Arbete till sjukfrånvaro, mån 3 2 Arbete till sjukfrånvaro, kvinnor lv N % % & ao ; q 5 o 3 o ”U 'D C C ( (

en. av O O

*. v.

0 0

or N. O 0

o. 0. O O % ce % 0. g _ Före reform & " — Före reform % - - Efter reform % — - ERer reform " Sjukfrånvaro till arbete, män ” Sjukfrånvaro till arbete, kvinnor i a) i a _ o' — o' 0 0 'U "U

:

å (

0.6 0.6

0.4 0.4

0.2

0.2

0.0 0.0

Figur 6.3 visar olika aspekter på beteendeförändringarna efter sänk- ningen av ersättningsnivån i sjukförsäkringen den 1 mars 1991. Figur 6.3a och 6.3b visar arbetsperiodemas varaktighet för män respektive kvinnor. Figurerna pekar på två intressanta förhållanden. För det förs- ta ökade varaktigheten i arbetsperiodema betydligt, d.v.s. sjukfrånva- ron sjönk genom att antalet sjukfrånvaroperioder minskade betydligt efter reformen. För det andra förefaller det som om män och kvinnor reagerat mycket lika på reformen. Figurerna 6.3c och 6.3d visar var- aktighetsfunktionema för sjukfrånvaroperiodema. Dessa figurer visar att sjukfrånvaron ökat något till följd av att sjukfrånvaroperiodema ökat något i längd.

Med den fullt parametriska modellen skattas hur de båda över- gångsintensitetema beror av olika oberoende variabler. Ett huvudre- sultat från denna del av studien är att kvinnor har signifikant högre inkomstelasticitet för efterfrågan på sjukfrånvaro — för kvinnor är in— komst positivt korrelerad med intensiteten att gå in i sjukfrånvarope- rioder och negativt korrelerad med intensiteten att gå ur sjukfrånvaro- perioder. Kvinnor lämnar i genomsnitt sjukfrånvaroperioder snabbare än män och i den parametriska modellen finns det inte längre någon signifikant skillnad mellan kvinnor och män för intensiteten att gå in i sjukfrånvaroperioder. Detta resultat innebär att om man kontrollerar för skillnader mellan kvinnor och män avseende ekonomiska incita- ment och uppfattningen om den egna hälsan, så försvinner den signi- fikanta skillnaden i den totala sjukskrivningen mellan män och kvin— nor. Det går från resultaten inte att entydigt fastslå till vilka delar könsskillnader i de ekonomiska incitamenten respektive i hälsovari- ablema bidrar till att förklara frånvaroskillnadema mellan kvinnor och män.

För att studera hur ersättningsnivån i sjukförsäkringen påverkar sjukfrånvaron används en semi-parametrisk metod. Denna metod möjliggör att vi kan kontrollera för heterogenitet vi inte kan observera direkt i datamaterialet. En förutsättning för att metoden skall kunna användas är emellertid att den variabel vars effekt på den beroende variabeln man vill studera förändras inom den tidsperiod som omfat- tas av data. Detta gäller i denna studie för ersättningsnivån i sjukför- säkringen som sänktes i och med reformen den 1 mars 1991. Resul- taten visar att reformen hade en negativ effekt på intensiteten att på- börja sjukfrånvaroperioder. Kvinnorna minskade antalet sjukskriv- ningsperioder något mer än männen. Däremot kunde ingen signifikant effekt på intensiteten att gå ur sjukskrivningsperioder uppmätas.

Som nämnts ovan analyseras skillnaden mellan kvinnors och mäns sjukskrivningsbeteende speciellt i vissa studier. I en studie av sjuk- frånvaro på amerikanska arbetsplatser finner Allen (1981) att skillna-

dema i frånvarofrekvens mellan könen i stor utsträckning kan förkla- ras av könsskillnader i arbetstidsflexibilitet samt könsskillnader i marginalinkomst av arbete.

Paringer (1983) undersöker, också på amerikanska data, huruvida starkare preferenser för att investera i den egna hälsan bland kvinnor än bland män kan förklara den observerade högre sjukfrånvaron bland kvinnor. Paringer finner stöd för denna hypotes i det faktum att frek- vensen för sjukfrånvaro inte ökar lika mycket med ålder bland kvin- nor som bland män. Sjukfrånvaro på amerikanska arbetsplatser stude— ras även av Primoff Vistnes (1997) som finner att skillnader i hälsa, snarare än skillnader i löner och tillgång till sjukförsäkringar, förkla- rar den högre sjukfrånvaron bland kvinnor.

VandenHeuvel & Wooden (1995) finner stora skillnader mellan mäns och kvinnors sjukskrivningsbeteende vid australiensiska arbets- platser. Kvinnors sjukfrånvaro påverkas mer än mäns av faktorer som ligger utanför arbetsplatsen, så som pendlingstid och stressbringande livshändelser. Sjukfrånvaron för män påverkas i högre grad än sjuk— frånvaron för kvinnor av betingelser på arbetsplatsen. Liknande re— sultat fås i Nilsson (1995) där den s.k. krav—kontroll modellen testas för sjukfrånvaro på data från Levnadsnivåundersökningen. Nilsson finner att män med aktiva arbeten har en signifikant lägre sjukfrånva- ro än män med föga aktiva arbeten. Detta resultat gäller inte för kvin- nor. En förklaring till resultaten finner författaren i skillnader i struk- tur mellan manliga och kvinnliga yrken. Även Svensson (1994) finner att arbetsmiljön har en större betydelse för att förklara skillnader i sjukfrånvaron bland män i Sverige. Vidare finner Svensson att s.k. kvinnosjukdomarS förklarar en stor del av skillnader frekvensen av korta sjukfall. I detta sammanhang diskuterar författaren om selek- tionsteorier som tänkbar förklaring till den ökade skillnaden mellan kvinnor och mäns sjukfrånvaro under de senaste decennierna: ök- ningen i den kvinnliga förvärvsfrekvensen har medfört att kvinnor med sämre förutsättningar ifråga om hälsa, som tidigare inte skulle ha arbetat, har kommit ut på arbetsmarknaden.

Inom empirisk litteratur om orsakerna till könsskillnader i sjuk- frånvarobeteende är en studie av Bäckman (1997) unik i det avseendet att den utgår från en teori, hämtad från organisationssociologin, som faktiskt predikterar skillnader mellan kvinnors och mäns beteende ifråga om korttidsfrånvaro. Bäckman utgår från Kanters teori för hur minoriteter i arbetsgrupper med skev könssammansättning beter sig. Enligt denna teori agerar kvinnor, till skillnad från män, genom att

8 Menstruationsbesvär, komplikationer vid graviditet samt andra underlivsbesvär (flytningar, smärtor, framfall m. m.).

prestera mer än de skulle ha gjort i en arbetsgrupp utan skev sam- mansättning, utan att utmana den dominerande gruppen inom arbets- gruppen. Ett sätt att uppnå detta är att minska korttidssjukfrånvaron. Bäckman använder data från Levnadsnivåundersökningen 1991 och finner empiriskt stöd för prediktionema från den teoretisk modellen.

Sammanfattningsvis kan vi konstatera att de empiriska studierna av sjukfrånvaro ger stöd åt att såväl skillnader i hälsa mellan kvinnor och män, arbetsorganisation, arbetsmiljö som skillnader i reaktioner på förhållanden utanför arbetsplatsen kan ge upphov till skillnader i sjukskrivningsbeteendet mellan kvinnor och män.

Resultaten för skattningama av pris- och inkomstelasticitetema för sjukfrånvaro ger en entydig bild av att kvinnor har högre inkomst- elasticitet för efterfrågan på sjukfrånvaro. När det gäller priselastici- teten är bilden inte lika entydig: i tre av de refererade studierna skatta- des lägre priselasticitet för kvinnor än för män. En studie av effekter- na av reformen av sjukförsäkringen den 1 mars 1991 visar att kvin- nornas sjukskrivningsperioder minskade mer än männens.

Det samlade intrycket från genomgången av de empiriska studi- erna är att grunddragen i skillnaderna i det observerade sjukskriv— ningsbeteendet mellan kvinnor och män skulle kvarstå även om sjuk- försäkringen skulle organiseras på ett radikalt annorlunda sätt än idag.

6.4. Slutsatser

Gynnas kvinnor som grupp av en allmän sjukförsäkring jämfört med en perfekt försäkringsmarknad? Försäkringstagarens kön kan ju mycket lätt avgöras av den som säljer försäkringar. Om försäkrings- marknaden fungerar kommer premiemas storlek att avspegla skillna- der i sannolikheten att utnyttja försäkringen. Kvinnor har högre sjuk- frånvaro än män men betalar trots detta i den allmänna sjukförsäk- ringen samma premie som män. Utgår man bara från det sjukskriv- ningsbeteende som man direkt kan observera blir slutsatsen således att kvinnorna som grupp gynnas av en allmän sjukförsäkring.

Denna slutsats gäller givetvis inte om det skulle förhålla sig så att den observerade skillnaden i sjukskrivningsbeteende mellan kvinnor och män kan hänföras till att den incitamentsstruktur som det svenska sjukförsäkringssystemet genererar kan förklara könsskillnaden i det observerade beteendet. Det finns emellertid inte mycket stöd för att så skulle vara fallet i de empiriska studier som refererades i det föregå- ende avsnittet. Visserligen ger studierna något tvetydiga resultat för estimaten av pris— (eller kostnads-) elasticitetema för sjukfrånvaro för män respektive kvinnor. I de flesta studier skattas en lägre priselasti- citet för kvinnor, d.v.s kvinnor skulle ändra sitt sjukskrivningsbeteen-

de mindre än män om ersättningsnivån säktes i sjukförsäkringen. I Broström m.fl. (1997) uppmäts en något större reaktion till följd av sänkningen av ersättningsnivån den 1 mars 1991. Å andra sidan ger även denna studie till resultat att den typiska skillnaden mellan kvin- nors och mäns sjukskrivningsbeteende kvarstår även efter reformen. Dessutom refererades studier från andra länder där de försäkrade fak- tiskt exponeras för olika sjukförsäkringssystem och i dessa framstår resultatet att kvinnor har högre sjukfrånvaro som robust.

I denna analys måste även beaktas det element av inkomstomför- delning som finns sjukförsäkringen. Sjukpenningen betalas inte ut för inkomster över 7,5 basbelopp. Däremot betalas arbetsgivaravgift för dessa inkomster.9 Sjukförsäkringen omfördelar således implicit in- komster. Tabell 6.4 anger hur många sjukpenningförsäkrade män re- spektive kvinnor som finns i olika inkomstintervall. Det högsta in- komstintervallet anger hur många som har sjukpenningförsäkrade in- komster över taket i sjukförsäkringen — 7,5 basbelopp. Det framgår klart av tabell 6.4 att den största andelen, ca 85 procent, i denna grupp är män. Som grupp gynnas således kvinnorna även av den inkomst- omfördelning som taket i sjukförsäkringen innebär.

Tabell 6.4 Inskrivna försäkrade den 31 december 1995 efter sjukpenninggrundande inkomst

Sjukpenninggrundande Män Kvinnor inkomst, tusental SEK Antal Andel, % Antal Andel, %

6—40 87727 3,8 87062 4,2 40,1—80 94570 4,1 163694 7.8 80,1—120 215033 9,4 417238 19,9 120,1—160 487307 21,4 749264 35,7 160,1—200 645112 28,3 453936 21,6 200,1—240 370523 16,3 145853 7,0 240,1—267,5 130782 5,7 34711 1,7 267,6— 247810 10,9 45875 2,2

Källa: Socialförsäkringen 1995—1996. Sveriges Officiella Statistik.

Sammanfattningsvis har vi kommit fram till att kvinnor som grupp gynnas såväl av de icke-aktuariska premierna som av taket i den of- fentliga sjukförsäkringen. Jämfört med en vad vi kallar perfekt försäk- ringsmarknad är det således troligt att den nuvarande offentliga sjuk- försäkringen fungerar som en subvention till kvinnor på arbetsmark- naden.

9 Däremot betalas ju inte egenavgifter för den del av inkomsten som överskjuter 7,5 basbelopp.

Nästa fråga är hur kvinnorna påverkas ekonomiskt av de reformer av sjukförsäkringen som genomförts på senare år och som beskrevs i inledningen av detta kapitel.

Låt oss börja med reformen 1 mars 1991. I denna reform sänktes ersättningsnivån i sjukförsäkringen från 90 procent av den sjukpen- ningförsäkrade inkomsten till 65 procent de tre första dagarna samt till 80 procent mellan dag fyra och dag 89. Tabell 6.3 visar att 61,4 procent av det totala antalet sjukskrivningsperioder som avslutades under 1991 var tre dagar eller kortare för kvinnor, medan motsvaran— de siffra för män var 53,5 procent. Det förefaller inte som om kvinnor och män ändrat sitt beteende nämnvärt olika: 1990 var motsvarande andelar 60,3 procent för kvinnor respektive 53,5 procent för män.10 Återigen tyder inte de ekonometriska skattningama på att det skulle föreligga någon stor skillnad mellan priselasticitetema för efterfrågan på sjukfrånvaro för kvinnor och män även om minskningen totalt sett för korta sjukskrivningsperioder var stor — ca 16 procent mellan 1990 och 1991 för sjukskrivningsfall som varade 3 dagar eller kortare. Jäm- fört med en reform där ersättningen i sjukförsäkringen sänktes lika mycket för alla typer av sjukskrivningsperioder, drabbar således re- formen 1 mars 1991 kvinnor hårdare än män.

Arbetsgivarperioden har troligen också effekter på inkomstfördel- ningen mellan kvinnor och män. Arbetsgivarperioden omfattar de 14 första dagarna i ett sjukskrivningsfall. Fördelningen av antalet sjuk- skrivningsdagar mellan män och kvinnor för de första 14 dagarna är ungefär proportionell mot det totala sjuktalet, d.v.s. kvinnor har i ge- nomsnitt ca 30 procent högre sjukskrivning än män. Sjukskrivnings- kostnaderna för arbetsgivaren är således i genomsnitt ca 30 procent högre för kvinnor. På en perfekt fungerande arbetsmarknad skulle denna kostnadsökning slå igenom direkt i lönebildningen, d.v.s. kost- nadsdifferensen för sjukskrivningen skulle fullt ut slå igenom i ökade löneskillnader mellan kvinnor och män. Som vi alla vet finns det många regleringar och interventioner på den svenska arbetsmarkna- den, inklusive lagstiftning om lika lön för kvinnor och män med lika arbete. Det förefaller ändå orimligt att arbetsgivarens ökade kostnader för att anställa kvinnor jämfört med män inte skulle slå igenom alls i lönebildningen. Det är också möjligt att kvinnors möjligheter att få jobb har, jämfört med männens, påverkats negativt.

”> Allmän försäkring 1990. 108

Litteraturförtecknin g

Allen, Steven (1981) ”An empirical model of work attendance”, Review of Economics and Statistics, Vol. 63, s. 77—87.

Allmän försäkring 1990 Sveriges Officiella Statistik, Riksförsäkringsverket, Stockholm.

Allmän försäkring 1991 Sveriges Officiella Statistik, Riksförsäkringsverket, Stockholm.

Broström, Göran, Johansson, Per & Palme, Mårten (1997) ”Duration of work and work absence” , stencil, Handelshögskolan i Stockholm. Bäckman, Olof (1997) ”Organizational integration, gender composition, and work absence”, stencil SOFI, Stockholms universitet.

Cassel, Claes, Johansson, Per & Palme, Mårten (1996) ”A Dynamic Discrete Choice Model of Blue Collar Worker Absenteeism in Sweden 1991”, Handels- högskolan i Stockholm, Working Paper 129. Fritzell, Johan & Lundberg, Olle (1994) (red.) Vardagens villkor. Levnads- förhållanden iSverige under tre decennier. Stockholm: Brombergs Förlag.

Goodman, Paul S. & Atkin, Richard S. (red.), (1984) Absenteeism. San Francisco: J ossey-Bass Inc., Publisher.

Henreksson, Magnus, Lantto, Kari & Persson, Mats (1992) Bruk och missbruk av sjukförsäkringen. Stockholm: SNS Förlag.

Holmlund, Bertil (1983) ”Payroll Taxes and Wage Inflation: The Swedish Experience”, Scandinavian Journal of Economics, Vol. 85, s. 1—15.

Johansson, Per & Brännäs, Kurt (1996) ”A household model for work absence”, Umeå universitet, Umeå Economic Studies No. 400.

Johansson, Per & Palme, Mårten (1996) ”Do Economic Incentives Affect Work

Absence? Empirical Evidence Using Swedish Micro Data”, Journal of Public Economics, Vol. 59, s. 195—218.

Kangas, Olli (1991) The politics of social rights. Studies on the dimensions of sickness insurance in OECD countries. Dissertation series 19, Institutet för social forskning, Stockholms universitet. Karlsson, Hans, Klingstedt, Mikael & Rylander, Ola (1997) ”Utvecklingen av den ersatta ohälsan 1985—1996”, i Staffan Marklund (red.) Risk- & Friskfaktorer RFV redovisar 199716.

Lantto, Kari (1991) Optimal deterrents to malingering. Doktorsavhandling, Nationalekonomiska institutionen, Stockholms universitet. Lundberg, Lena, Johannesson, Magnus, Isaksson, Dag G. L. & Borgquist, Lars (1997) ”Health-state utilities in a general population in relation to age, gender and socio economic factors”. Stencil. Handelshögskolan i Stockholm. Nilsson, Anders (1995) ”Arbetsmiljö och sjukfrånvaro: en prövning av krav—kontroll modellen”, uppsats presenterad på sociologförbundets årsmöte 1995. Palmer, Edward & Palme, Mårten (1989) ”A Macroeconomic Analysis of Employer- Contribution Financed Social Security” i Björn Gustafsson & Anders Klev- marken (red.) The Political Economy of Social Security. Amsterdam: North- Holland.

Paringer, Lynn (1983) ”Women and absenteeism: Health or economics”, AEA papers and proceedings, s. 123—127.

Primoff Vistnes, Jessica (1997) ”Gender differences in days lost from work due to illness”, Industrial and Labor Relations Review, Vol. 50, s. 304—323.

Sindelar, Jody L. (1982) ”Differential use of medical care by sex”, Journal of Political Economy, Vol. 90, 5. 1003—1019. Socialförsäkring 1995 och 1996 Sveriges Officiella Statistik, Riksförsäkringsverket, Stockholm.

Sundberg, Gun (1996) Essays on health economics, Economic Studies 26, Nationalekonomiska institutionen, Uppsala universitet. Svensson, Daniel (1994) ”Om könsskillnader i sjukfrånvaro”, C-uppsats, Sociologiska institutionen, Stockholms universitet. VandenHeuvel, Audrey & Wooden, Mark (1995) ”Do explanations of absenteeism differ for men and women?”, Human Relations, Vol. 48, 5. 1309—1329.

Sjukpenningförsäkringen, arbetsskade— försäkringen, förtidspensionen och efter- levandeskyddet ur perspektivet kvinna -— man

ANN-CHARLOTTE STÅHLBERG

7.1 Inledning

I alla samhällen och i alla tider har vi ställts inför samma välfärds- problem: Hur ska vi klara försörjningen när vi är sjuka, handikappade, gamla och arbetslösa och inte kan få inkomster genom eget arbete? Gemensamt för alla dessa situationer är att vi inte bestämt kan veta om och när de inträffar eller hur länge de varar. De är förknippade med osäkerhet och risk. Alla människor riskerar att någon gång bli sjuka eller arbetslösa och då förlora arbetsinkomsten. De allra flesta önskar skydda sig mot risker (se t.ex. Edebalk m.fl., 1998). Det finns flera sätt att göra detta på och ofta kombineras olika åtgärder. Olika lösningar på trygghetsproblemet har olika konsekvenser på bl.a. spa- rande och arbetsutbud, inkomstfördelningen, jämställdheten mellan kvinnor och män och på den samhälleliga välfärden.

Detta kapitel beskriver trygghetsförsäkringama ur jämställdhets— synpunkt. Kapitlet inleds med en diskussion om vad som är relevanta jämförelsekriterier när jämställdheten mellan kvinnor och män står i fokus. Trygghetssystemet är uppbyggt av flera delar. De flesta männi— skor har förutom ett skydd från socialförsäkringama också ett komp- letterande skydd från avtalsförsäkringama. Dessa ges en kort presen- tation. Därpå följer en beskrivning av vilka regler i socialförsäkring- ama och avtalsförsäkringama som kan få olika konsekvenser för män och kvinnor. Ersättningsreglemas inkomstomfördelande effekter illu- streras med hjälp av simuleringar. Kapitlet avslutas med några reflek- tioner kring samspelet mellan socialförsäkring och avtalsförsäkring. Ålderspensionssystemet, vars uppgift till stor del är att utjämna kon- sumtionsmöjligheterna mellan olika skeden i en och samma persons liv och som har ett mindre element av riskdelning eller försäkring, behandlas inte här. Det görs på annan plats i denna volym. I detta ka- pitel beskrivs riskförsäkringama, varmed avses sjukpenningförsäk— ringen, arbetsskadeförsäkringen, förtidspensionen och efterlevande- skyddet, ur ett genusperspektiv.

7.2 Lika regler — olika resultat

Socialförsäkringen har flera dimensioner såsom omfattning, ersätt- ningsprinciper, kvalifikationskrav, finansiering m.m. Vad dessa inne— bär i praktiken är betydelsefullt inte minst vid jämförelser av olika system. Ju fler dimensioner, desto mer komplicerade blir jämförelser. Det är ett skäl till att man i den socialpolitiska litteraturen baserar jämförelser av välfärdsstatssystem på ganska grova generaliseringar (se t.ex. Esping—Andersen, 1990). Det behövs heller inte mer än så, om vi jämför individer som alla beter sig i stort sett likadant på ar— betsmarknaden; arbetar heltid, inte gör längre förvärvsavbrott och dy- likt. Det vill säga beter sig som de flesta män gör.

På senare år har den här typen av generaliseringar kring välfärds- statsregimer skarpt kritiserats av kvinnoforskare (se t.ex. Sainsbury, 1994). Generaliseringama döljer många skillnader när det gäller ut- fallet för kvinnor respektive män. De som i praktiken omfattas av so- cialförsäkringama är oftast färre än de som formellt omfattas. Till ex- empel är kontantstöden i socialförsäkringama utformade efter ett ty- piskt manligt arbetsmarknadsmönster. Skyddet fungerar bra för den som arbetar heltid utan avbrott under hela sitt vuxenliv. För den som inte gör det, vilket kvinnor ofta inte gör, kan det finnas påtagliga brister i skyddet. Är förvärvsfrekvensen hög och övriga villkor för att kvalificera sig inte särskilt stränga, omfattar en inkomstrelaterad soci- alförsäkring de allra flesta. Så är fallet i exempelvis Sverige och Norge, men inte i länder som Tyskland och Storbritannien där arbets- kraftsdeltagandet bland kvinnor är mycket lägre. Kvinnors arbets— marknadsmönster gör dem mer sårbara än män för reglerna i de in- komstrelaterade försäkringarna. Inte bara är kvinnornas löner överlag lägre än männens och deras förmåner av det skälet lägre, utan det krävs också ofta ett visst antal arbetsår eller ett minsta antal arbets— timmar per vecka eller liknande. Kvalifikationskraven kan vara svåra- re att uppfylla för kvinnor än för män.

Om kvalifikationstiden är lång kan kvinnor bli utan ersättning, trots att de betalat till systemet i flera år. Kvalifikationskraven är här- dare i de flesta länder än vad de är i Sverige och övriga Norden. Till exempel finns i Tyskland en stor grupp kvinnor som arbetar i familje— företag eller på timbasis och som inte omfattas av socialförsäkrings— systemet. Deltidsanställda i Storbritannien saknar ofta socialt skydd som pensioner och mammaledighet. I Sverige är gränsen för vad som krävs för att kvalificera sig för avtalsförsäkringama i regel kort deltid (minst 16 timmar per vecka), i ATP är kvalifikationskravet en pen- sionsgrundande årsinkomst på ett basbelopp och i den offentliga sjukförsäkringen en årsinkomst på 6 000 kronor. I många länder utan-

för Sverige fungerar avtalspensioner så att intjänad pensionsrätt för- verkas när man byter anställning. Om kvinnor tvingas byta anställning ofta på grund av förvärvsavbrott vid barnafödande, kan sådana regler drabba kvinnor hårdare än män. När pensionen beräknas på slutlönen, men pensionsavgiftema betalas årligen som en viss procent på lönen, får i regel de som har en svag löneutveckling över tiden, vilket många kvinnor har, betala mer för sina pensioner än vad de med karriärlöner, oftast män, behöver göra. Det gör att löneskillnadema mellan kvinnor och män underskattas.

Reglerna är formellt lika för kvinnor och män inom respektive för- säkringssystem, men konsekvenserna kan bli olika när hänsyn tas till kvinnors och mäns olika arbetsmarknadsmönster.

7.3 Inte bara socialförsäkringar

Trygghetssystemet är uppbyggt av flera delar. I Sverige får den som blir arbetsoförmögen eller får sin arbetsförmåga kraftigt reducerad på grund av sjukdom, invaliditet, arbetsskada, arbetslöshet och ålder- dom, sin försörjning från minst två håll. För det första erbjuder de of- fentliga socialförsäkringama ett huvudsakligt skydd. Ersättningen från dessa är i de flesta fall inkomstrelaterad. I vissa fall kombineras en relativt låg grundersättning med inkomstrelaterade tillägg (ålders- pensionen, förtidspensionen och efterlevandeskyddet). För det andra har så gott som samtliga löntagare också ett inkomstrelaterat skydd i sina avtalsförsäkringar. Ett inkomstrelaterat skydd kan ses som en lö- neförmån och gör det attraktivare att förvärvsarbeta jämfört med ett grundskydd som betalas ut lika för alla oberoende av arbetsinkomst.

Avtalsförsäkringama är avtal om försäkringar som träffats av de centrala arbetsmarknadsorganisationerna. Sådana försäkringar finns numera på hela den svenska arbetsmarknaden. I Sverige finns huvud— sakligen fyra avtalsförsäkringssystem. Dessa avser privatanställda tjänstemän, privatanställda arbetare, statligt anställda samt anställda i kommuner och landsting. Därutöver har kooperationen, bankanställ- da, försäkringsanställda, journalister och några grupper till snarlika försäkringslösningar.

Avtalsförsäkringar finns på samma områden som socialförsäkring- ama och är obligatoriska för dem som omfattas av avtalet. De komp- letterar ersättningarna från socialförsäkringama, dels genom att höja ersättningsnivån, dels genom att kompensera för inkomstbortfall över den inkomstnivå (dvs det inkomsttak) som socialförsäkringama kom- penserar för. De olika avtalsförsäkringama liknar varandra i sina huvuddrag, men är i övrigt konstruerade med avseende på de förut- sättningar som gäller på de olika avtalsområdena. De är liksom social—

försäkringarna till övervägande del inkomstrelaterade. Ersättningen vid sjukdom, arbetsskada, förtidspensionering, ålderdom och dödsfall är kopplad till förvärvsinkomstemas storlek.l Ett socialförsäkrings- system och avtalsförsäkringssystem som är inkomstrelaterat kommer att spegla de skillnader i arbetsinkomster som finns mellan kvinnor och män.

Sjukersättning, förtidspension, arbetsskadeersättning och ejterlevandeskydd

År 1997 betalas sjuklön från arbetsgivaren de fyra första veckorna i en sjukperiod. Därefter betalas sjukpenning från sjukförsäkringen. Kompensationen är 75 procent av den sjukpenninggrundande inkom- sten. Avtalskompletteringar tillkommer.

Arbetsskadeförsäkringen gäller om man skadat sig i en olycka på sin arbetsplats eller på vägen till och från arbetet. Försäkringen gäller också för arbetssjukdomar, t. ex. om man får allergier efter kontakt med vissa ämnen eller ryggbesvär på grund av olämplig arbetsställ- ning. Så länge man är sjukskriven på grund av arbetsskada betalas sjuklön och sjukpenning enligt de regler som gäller vid vanlig sjuk- dom. Om man blir skadad och inte kan arbeta mer eller på grund av skadan får en lägre inkomst, kan man få livränta. Livräntan kompen- serar inkomstförlusten till 100 procent. Om en person avlider av en arbetsskada har efterlevande maka/make och barn rätt att få livränta efter den avlidne. Ersättningarna vid arbetsskada från avtalsförsäk- ringama är i stort sett lika på samtliga områden. Men i regel ger redan socialförsäkringssystemet fullständig inkomstkompensation vid ar- betsskada.

Den som fyllt 16 år men inte 65 år och som fått sin arbetsförmåga varaktigt nedsatt med minst en fjärdedel på grund av sjukdom eller nedsättning av den fysiska eller psykiska arbetsförmågan kan få för- tidspension. Förtidspensionen består av folkpension som är ett enhet- ligt belopp oberoende av den tidigare inkomstens storlek och ATP som är inkomstrelaterad. Förtidspensionen kan vid låg eller ingen ATP kompletteras med pensionstillskott. Till förtidspensionen kom- mer också ersättning från avtalsförsäkringama. Dessa kompletteringar är i regel något högre än vid ålderspensionering.

Den lagstadgade änkepensionen avskaffades år 1990, men med vissa övergångsbestämmelser, och ersattes med en omställningspen- sion som både kvinnor och män får under en begränsad tid. Dessför- innan gällde det lagstadgade skyddet enbart änkorna. Männen hade

] Det finns också vissa avtalsförsäkringar där ersättningen betalas ut i form av en klumpsumma, t.ex. TGL (tjänstegrupplivförsäkring).

emellertid skaffat sig samma skydd i form av änklingspensioner, fast avtalsvägen. Undantaget var LO—SAF-kollektivets avtalsförsäkringar där det varken fanns änke- eller änklingspensioner. Den nya efter— levandepensionen är en omställningspension som betalas ut i sex må- nader. För den som har vårdnaden om barn under tolv år förlängs om- ställningspensionen och betalas då ut till dess det yngsta barnet fyllt 12 år. När rätten till omställningspension har upphört, kan den ersättas av särskild efterlevandepension, i de fall en person inte kan försörja sig genom eget arbete. Omställningspension och särskild efterlevan- depension kan utgå både som folkpension och ATP. Pensionen från ATP baseras på den avlidnes ATP-poäng. Kompletteringar från av- talsförsäkringama (LO—SAF-området undantaget) tillkommer. På samtliga avtalsområden finns dessutom överenskommelser om tjäns- tegrupplivförsäkring (TGL) som vid en anställds dödsfall betalar ut ett visst belopp till efterlevande.

7.4 F örsäkringarnas konstruktion är inkomstomfördelande

Arbetsgivarna ser i allt väsentligt kostnaderna för löntagarnas försäk- ringar som likvärdiga med andra arbetskraftskostnader. Även om be- talningen formellt huvudsakligen sker i form av arbetsgivaravgifter, så är det i praktiken arbetstagarna som betalar för förmånerna genom att deras kontantlöner blir lägre än vad de skulle vara utan lönerelate- rade försäkringar. Att arbetstagarna själva betalar för förmånerna ute- sluter emellertid inte förekomsten av omfördelningar mellan individer och grupper.

Det är samma princip bakom en socialförsäkring som i en kom- mersiell försäkring i den meningen att de försäkrade betalar enligt vissa kriterier mot att de får ersättning när de är sjuka, arbetslösa etc. I en kommersiell försäkring betalar försäkringstagama in premier till en gemensam fond, från vilken de sedan får ersättning. I en socialförsäk- ring finns möjligheten att ordna försäkringen genom skattefinansie- ring utan fonder. En försäkring, kommersiell såväl som socialförsäk- ring och avtalsförsäkring, innebär för de flesta människor en omför- delning av inkomster i tiden mellan olika perioder av livet. Man be- talar till försäkringen då man t.ex. är frisk och har arbete och får för- måner då man är sjuk och utan arbete. Därutöver omfördelar social- försäkringama och avtalsförsäkringama framför allt inkomster mellan individer som har olika risk att drabbas av sjukdom, invaliditet, ar- betsskada, arbetslöshet och dylikt, men också mellan olika inkomst- kategorier. Omfördelningarna mellan inkomstgrupper har i huvudsak

sin bakgrund i de regelkonstruktioner som har beteckningen l5-års— regeln, sistaårsregeln och takregeln.

Olika risk De fördelningspolitiska inslagen i de offentliga riskförsäkringama, Sjukpenningförsäkringen, arbetsskadeförsäkringen, förtidspensionen och efterlevandeskyddet, är av tre slag. Den första omfördelningen beror på att socialförsäkringama är solidariska försäkringar utan risk- differentiering. Personer som har större risk att drabbas av till exem- pel sjukdom eller förtidspensionering betalar samma avgift som de personer som har mindre risk att drabbas. En enhetlig premie i stället för en premiedifferentiering enligt individuella risker innebär att in— komster omfördelas från de individer som har låg risk att drabbas till dem som har hög risk att drabbas.

Avtalsförsäkringama har inte på samma sätt som socialförsäkring- ama en inriktning mot omfördelning. Men det finns inslag av omför- delning också i avtalsförsäkringarna. Även dessa är solidariska för- säkringar utan riskdifferentiering. Risken för förtidspensionering, ar- betsskador etc. varierar mellan löntagarna, medan premierna och er- sättningsvillkoren är desamma. Olika försäkringssystem för olika av- talsområden, där avgiftsprocenten anpassats till avtalsområdets risk, ger dock en viss riskdifferentiering jämfört med när riskkollektivet utgörs av alla löntagare. Omfördelningarna mellan riskgrupper är där- för mindre i avtalsförsäkringama än i socialförsäkringarna.

Det är känt från flera undersökningar att risken för långtidssjuk- skrivning och förtidspension ökar med åldern (se t.ex. Marklund, 1994). Bland dem som förtidspensioneras finns en överrepresentation av korttidsutbildade. Personer med kort utbildning är överrepresente- rade bland dem med tunga arbeten och bland de arbetslösa. Under 1970-talet var det främst män som förtidspensionerades och många av arbetsmarknadsskäl. På senare år har fler kvinnor förtidspensionerats, och då framför allt på grund av sjukdomar i rörelseorganen. År 1994 var 54 procent av förtidspensionärema kvinnor. Det betyder att idag har kvinnor en något större risk att förtidspensioneras än män. Men kvinnor har oftare deltidsförtidspension (1/4, 1/2 eller 3/4 förtidspen- sion) än män (se även Höög, 1997).

Kvinnor har högre sjukfrånvaro än män (se även Johansson & Palme, denna volym). I synnerhet gäller det de långa sjukfallen. Med sjukpenningtal avses genomsnittligt antal dagar per försäkrad och år med sjukpenning och arbetsskadesjukpenning. År 1990 var sjukpen- ningtalet 19,0 för kvinnor och 14,0 för män, år 1994 var det 12,9 för

kvinnor och 9,6 för män (Fakta 1995).2 Skillnaderna återfinns i alla åldersgrupper. Arbetssjukdomar förekommer ungefär lika ofta bland kvinnor som bland män, men ökningstakten har under senare hälften av 1980-talet varit högre för kvinnor än för män (SOU 1994:72). Ar- betsolyckor är vanligare bland män än bland kvinnor.

Ohälsotalet anger det genomsnittliga antalet dagar per försäkrad och år som ersatts med sjukpenning, arbetsskadesjukpenning, rehabi- literingssjukpenning, förebyggande sjukpenning eller förtidspen- sion/sjukbidrag. År 1983 var ohälsotalet detsamma för kvinnor och män, men det har därefter stigit mer för kvinnor än för män (SOU 1994:72). År 1995 var kvinnors Ohälsotal 9,4 dagar högre än mäns. Kvinnornas Ohälsotal var då 43,8 dagar och männens 34,4 dagar.

Kvinnors risk att drabbas av sjukdom, arbetsskada och förtidspen- sionering och därmed deras sannolikhet att få ersättning från försäk- ringssystemen är idag något större än för män. Det innebär att det i avtalsförsäkringen såväl som i socialförsäkringen finns inslag som tenderar att gynna kvinnor. 1 den mån deras risk är större omfördelar försäkringama inkomster från män till kvinnor.

Efterlevandeskyddet till änkor och änklingar är liksom förtidspen- sionen sammansatt av en inkomstoberoende del (folkpensionen) och en inkomstberoende del (ATP och avtalsförsäkringen). Det finansie— ras med en fast procentsats på de förvärvsarbetandes löner. Det inne- bär att de som har höga inkomster får betala mer för det enhetliga skyddet än de med låga inkomster.

Risken att bli änka är större än risken att bli änkling. Om altemati- vet till nuvarande obligatoriska skydd för änkor och änklingar är att varken kvinnor eller män efterfrågar efterlevandeförsäkringar, så är det obligatoriska efterlevandeskyddet att betrakta som en ren fördel- ningspolitisk åtgärd. Som sådan omfördelar det obligatoriska efterle- vandeskyddet inkomster från män till kvinnor. Subventionen till kvinnorna som grupp är större än till männen.3 Därutöver sker in- komstöverföringar från ogifta personer till gifta.

2 År 1994 gäller att sjukpenningdagar medräknas först från och med den 15:e dagen i sjukperioden. 3 Antag i stället att alla i avsaknad av ett obligatorium skulle efterfråga privata änke- och änklingspensioner. I en privat försäkring differentierad efter risk är premien för en änkepension större än för en änklingspension med samma förmåner. Om t.ex. skyddet till den icke lönearbetande parten är lika stort i ett hushåll där enbart mannen lönearbetar som i ett hushåll där enbart kvinnan gör det, så är ändock försäkringspre- mien högre i det förra fallet. Mannen får betala mer för änkepensionen än kvinnan för änklingspensionen. I ett sådant fall skulle införandet av en solidarisk försäkring kun- na tolkas som en omfördelning av inkomster från kvinnor till mån.

T akregeln

En andra omfördelning beror på att socialförsäkringama enbart kom- penserar för inkomstbortfall under en bestämd nivå, det s.k. taket, medan avgifter betalas på hela inkomsten, dvs. även på de delar som ligger över detta tak. Taket motsvarar i de allra flesta fall 7,5 basbe— lopp. Det gör att inkomster omfördelas från dem vars årsinkomster är större än 7,5 basbelopp till dem vars årsinkomster är mindre än 7,5 basbelopp. Fler män än kvinnor har årsinkomster som är större än 7,5 basbelopp. 17,9 procent av alla förvärvsarbetande män, men bara 3,7 procent av kvinnorna hade en årsinkomst som var större än 7,5 bas- belopp år 1995 (Riksförsäkringsverket, 1997).

Avtalsförsäkringama kompenserar i de flesta fall också för in- komstbortfall över 7,5 basbelopp, och den kompensationsgrad som utgår från avtalsförsäkringama är väsentligt högre för dessa inkomst- delar. Avtalsförsäkringar är därmed framför allt viktiga för dem som har höga inkomster. Kompensationen från avtalsförsäkringama för de inkomster som ligger över taket i socialförsäkringssystemet är inte bara de 10 procent som i regel gäller för inkomsterna under taket, utan också i de flesta fall 75 procent på inkomstdelar över taket i sjuk- försäkringen och 65 procent på inkomstdelar över taket när det gäller pensioner. Detta kan ses som en omfördelning till dem med höga in- komster eller en underskattning av deras löneinkomst i lönestatisti- ken.4 När kvinnor, som i genomsnitt har relativt låga inkomster, er- sätts för inkomstbortfall från avtalsförsäkringama får de i genomsnitt en lägre andel av inkomstbortfallet kompenserat än vad män får, var- för det sker en omfördelning från kvinnor till män i detta avseende. Avtalsförsäkringama på SAF—LO-området ger till skillnad från av- talsförsäkringama på övriga områden inte kompensation för inkomst- bortfall på lönedelar över 7,5 basbelopp.5

15—årsregeln och sistaårsregeln

En tredje omfördelning beror på vilka inkomster som ersättningen be- räknas på. Förtidspensionen och omställningspensionen från ATP be- räknas på de 15 bästa poängåren. Det kan vara såväl faktiska poäng som antagandepoäng. Med antagandepoäng menas att individen för vart och ett av åren som är kvar till 65-årsdagen tilldelas fiktiva pen- sionspoäng som räknas fram på basis av personens tidigare inkomster. 15-årsregeln är mer fördelaktig för dem vars inkomster är ojämnt för- delade över tiden, än för dem som har en jämn inkomstutveckling.

4 Jämför Selén & Ståhlberg 1996, 1998. 5 Pensionssystemet på LO—SAF-området har dock nyligen ändrats så att det inte lång- re har detta tak, men kompensationsgraden i det nya premiereservsystemet är den- samma under och över taket.

Förtidspensionen och efterlevandeskyddet från avtalsförsäkringama beräknas ofta på de sista årens inkomster före pensioneringen. Sista- årsregeln är mer fördelaktig för dels dem som har en brant stigande inkomstutveckling, dels dem som vid tidpunkten för försäkringsut— fallet har högre inkomster än tidigare. Den missgynnar därmed dem som har en jämn inkomstprofil och en svag eller negativ inkomstut- veckling kring tidpunkten för försäkringsutfallet.

Om exempelvis 15 år med hög inkomst följs av tre år med lägre inkomst, blir ersättningen högre med 15-årsregeln än med sistaårsre- geln. Om inkomsten däremot är högre de tre sista åren än tidigare, blir ersättningen högre med sistaårsregeln än med 15-årsregeln. Karriär- yrken har en brantare löneprofil än typiska låglöneyrken. Män har oftare karriäryrken än kvinnor. Förändringar i arbetstiden från heltid till deltid eller tvärtom är däremot vanligare bland kvinnor än bland män. Möjligheterna att få ett bättre ersättningsutfall av sistaårsregeln jämfört med 15-årsregeln kan vara större för män än för kvinnor, ef- tersom risken att förtidspensioneras eller bli änka/änkling är större i relativt hög ålder då det knappast längre är aktuellt att övergå från deltidstjänst till heltidstjänst. Sjuk- och arbetsskadekommittén före- slog i sitt slutbetänkande (SOU 1996:113) att 15-årsrege1n i den of- fentliga förtidspensionen skulle ersättas med en slags sistaårsregel. En sådan förändring skulle kunna vara mindre fördelaktig för kvinnor än för män.

Moral hazard och självrisken

Enligt ekonomisk teori vill de flesta individer betala för en försäkring som ger full kompensation för inkomstbortfall vid arbetsoförmåga, de vill inte ha variationer i inkomsten som beror på hälsotillståndet (Edebalk m.fl., 1998). Men på grund av inforrnationsproblem och att försäkringstagama kan påverka utfallet (”moral hazard”) är ett 100- procentigt skydd inte möjligt. När försäkringstagama kan påverka försäkringsutfallet och försäkringsgivama inte kan kontrollera om så har skett, behövs någon form av självrisk för att förhindra att försäk- ringen överutnyttjas.

En del sjukdomstillstånd är lätta att diagnosticera. Är moral hazard uteslutet skulle skyddet i princip kunna vara 100-procentigt. Att en allvarlig olyckshändelse eller ett allvarligt handikapp medför sjuk- frånvaro och arbetsoförmåga är till exempel självklart. Men många sjukdomstillstånd är svåra eller alltför kostsamma att medicinskt kon- trollera, såsom värk av olika slag. Sjuk- och arbetsskadekommittén föreslog — visserligen med den officiella motiveringen att spara pengar — i sitt betänkande år 1996 (SOU 1996:113) att arbetsskador skulle få högre ersättning än arbetssjukdomar, vilket skulle kunna tol-

kas som en tillämpning av ovanstående resonemang. Kommittén före- slog att arbetsskadesjukpenning skulle återinföras men enbart vad gäller olycksfall och inte arbetssjukdomar. Enligt Sjuk- och arbets- skadekommitténs rapport Sjukpenning, arbetsskada och förtidspen- sion _ förutsättningar och erfarenheter (SOU 1994:72) är arbetssjuk- domar lika vanliga bland kvinnor och män. Däremot drabbas män i större utsträckning än kvinnor av arbetsolyckor. Om arbetsskadesjuk- penning enbart införs vid arbetsolycksfall och inte vid arbetssjuk- domar gynnas därmed männen mer än kvinnorna av denna åtgärd.

7.5 Några illustrationer av ersättningsreglemas konsekvenser

I detta avsnitt renodlas och illustreras ersättningsreglemas inkomst- omfördelande effekter med exempel från förtidspension och sjukpen- ning.

F örtidspensionsreglernas konsekvenser Förtidspensionen från socialförsäkringen består liksom ålderspensio- nen av folkpension och ATP. Den kan (vid låg eller ingen ATP) kompletteras med pensionstillskott. På SAF—LO-området är avtalser- sättningen till en förtidspensionär ett månatligt belopp från AGS (avtalsgruppsjukförsäkringen) vars storlek beror av i vilket löneinter- vall individen befinner sig. Maximal ersättning från AGS är 30 000 kr (2500 x 12) per år. Den utgår till dem vilkas årslön är 5,3 basbelopp eller mer. På SAF—PTK-området ersätts en förtidspensionär från av- talsförsäkringen med 15 procent av inkomstbortfallet på den del av lönen som understiger 7,5 basbelopp, med 65 procent av inkomstbort- fallet på den del av lönen som är mellan 7,5 och 20 basbelopp och med 32,5 procent av inkomstbortfallet på den del av lönen som är mellan 20 och 30 basbelopp. Den kommunala avtalsförsäkringen ger samma ersättning som AGS på den del av lönen som är mindre än 7,5 basbelopp. Ersättningen till dem som har större inkomst än så, räknas ut på samma sätt som den kommunala ålderspensionen och brutto- samordnas med den allmänna förtidspensionen från folkpension och ATP och med ersättningen från AGS. Bruttosamordning innebär att avtalsförsäkringen garanterar en viss nivå. Om ersättningen från socialförsäkringama inte ger den nivån så fyller avtalsförsäkringen på upp till denna nivå. Också förtidspensionen i det statliga avtalssyste- met är bruttosamordnad med folkpension och ATP. För den som är statligt anställd är kompensationen 117,5 procent på den del av lönen som är mindre än ett basbelopp, 81,5 procent på lönedel som ligger

mellan ett och 20 basbelopp och 40,75 procent på lönedel som ligger mellan 20 och 30 basbelopp.

Reglerna i försäkringarna kan som framgått få olika konsekvenser vad gäller utfallet för kvinnor och män. Dessa konsekvenser belyses i en expertrapport till Sjuk-och arbetsskadekommitténs betänkande SOU 1996:113 (Ståhlberg, 1996). Beskrivningen bygger på simule- ringar av försäkringsförmånema för ett urval individer som ingår i Levnadsnivåundersökningen 1991 (genomförd av Institutet för social forskning, Stockholms universitet): 494 anställda män och 493 an- ställda kvinnor födda 1932—1944. Genom samköming med register hos Riksförsäkringsverket och Statistiska centralbyrån har inkomstut— vecklingen 1960—1990 kunnat fastställas för varje individ. Simule- ringama av förtidspensionen går till så att samtliga personer i under- sökningsurvalet antas förtidspensioneras år 1991 med de regler som då gällde för kompensation. Risken att drabbas sätts lika för kvinnor och män för att kunna renodla ersättningsreglemas konsekvenser och belysa hur graden av kompensation kan skilja sig mellan kvinnor och män när de ersätts från socialförsäkringen och när de ersätts enligt de olika regler som finns i avtalsförsäkringama för privatanställda tjäns- temän, arbetare i privat sektor, statligt anställda och anställda i kom- muner och landsting. Simuleringama förutsätter att kontantlönen inte påverkas av avtalsförsäkringens utformning. Resultatet från simule- ringarna visas i tabell 7.1.

Kvoten mellan mäns och kvinnors inkomster i studien är 1,645. Det betyder att årsinkomsten före det simulerade pensionsfallet i ge- nomsnitt är drygt 60 procent större för männen i studien än för kvin- norna. Om kvoten mellan mäns och kvinnors förtidspension är större än 1,645 betyder det att det finns en omfördelning från kvinnor till män och tvärtom när kvoten är mindre än 1,645. Den simulerade för- tidspensionen från socialförsäkringen är ungefär 35 procent större för männen än för kvinnorna. Den verkar således i utjämnande riktning, dvs omfördelar från män till kvinnor. Den simulerade förtidspensio— nen från avtalsförsäkringama däremot är 100—200 procent större för männen än för kvinnorna — med undantag för den från AGS. Det in- nebär att avtalsförsäkringama med undantag för AGS omfördelar från kvinnor till män. Bakgrunden är att männen i väsentligt högre grad än kvinnorna har inkomster som i avtalsförsäkringama kompenseras med 65 procent eller mer på delar av inkomstbortfallet. Ju större andel av lönen som kompenseras med 65 procent eller mer, desto större blir den genomsnittliga kompensationen.

Tabell 7.1 Storleken på årlig förtidspension (i antal basbelopp) i olika system. Simulerade medelvärden för kvinnor och man.

lnkornstföre SAF—LO SAF—PTK Statligt Kommunalt ATP Summa avATP pensions fallet (AGS) avtalssystem avtalssystem folkpension och

pensions tillskott Kvinnor 3.983 0.582 0.634 0.421 0.573 0.944 2,882 Män 6.553 0,845 1.388 1.277 1.189 2.047 3,951 Män! Kvinnor 1.645 1.452 2.189 3.033 2.075 2.168 1,371 Källa: Ståhlberg (1996).

Sjukpenningreglernas konsekvenser

Avtalsförmånerna vid sjukdom är ganska lika för tjänstemän oavsett sektor. Ersättningen är 10 procent av inkomstbortfallet på den del av lönen som är mindre än 7,5 basbelopp. Är lönen högre, var kompen- sationen år 1991 90 procent på den del som överstiger 7,5 basbelopp. På SAF—LO-området avser kompensationen enbart inkomster under 7,5 basbelopp, för vilka AGS lämnar kompletterande ersättning med ca 10 procent av inkomstbortfallet.

Simuleringama av sjukersättningen från avtalsförsäkringama går till på likartat sätt som vid simuleringarna av förtidspensionen. Om alla i undersökningsurvalet skulle vara sjuka samtidigt under en må- nads tid och få en sjukersättning som beräknas på årsinkomsten för år 1990, vad skulle ersättningen bli med olika regler? Männen har vid ”insjuknandet” en årsinkomst som i genomsnitt är drygt 60 procent större än kvinnornas. Men sjukersättningen som betalas ut till män är i genomsnitt nästan 200 procent större än den som betalas ut till kvin- nor med de regler som gäller i stat, kommun och på SAF—PTK-områ— det. I AGS, dvs på SAF—LO-området går omfördelningama snarare i motsatt riktning. Inkomster över 7,5 basbelopp ersätts inte alls i AGS, varför männen i genomsnitt ersätts med en lägre procentsats, räknat på hela lönen, än kvinnorna. Resultatet från simuleringarna visas i ta- bell 7.2.

Tabell 7.2 En månads sjukersättning (i antal basbelopp) på 1990 års lön i olika system. Simuleraa'e medelvärden för kvinnor och män.

Lön år1990 SAF-LO (AGS) SAF—PTK Statligt Kommunalt avtalssystem avtalssystem

Kvinnor 3.983 0.0325 0.0380 0.0380 0.0380 Män 6.553 0,0478 0.1089 0. 1089 0.1089 Män! kvinnor 1.645 1.471 2.867 2.867 2,867

Källa: Ståhlberg (1996).

Det bör dock påpekas att ovanstående stora skillnader i genomsnittlig kompensationsgrad för kvinnor och män förutom på könsskillnader i

inkomster är baserade på beräkningar där vi inte tagit hänsyn till könsskillnader i risk. Om till exempel manliga högre tjänstemän näs- tan aldrig är sjuka, och kvinnliga lågbetalda arbetare är sjuka ofta, så skulle kompensationsgraden i genomsnitt kunna vara större för kvin- norna än för männen. Detta beskrivs mer i nästa avsnitt.

7.6 Summa omfördelningar

Riskförsäkringama i socialförsäkringssystemet, varmed avses sjuk- penningförsäkringen, arbetsskadeförsäkringen och förtidspensionen, har klara fördelningspolitiska inslag. För det första är avgifterna till dessa försäkringar enhetliga och inte differentierade efter risk. Effekt— erna av detta är en omfördelning av inkomster från dem som har låg risk att drabbas av sjukdom och arbetsskada, till dem som har hög risk att drabbas. Kvinnors risk, och därmed sannolikhet att få ersättning, är idag något större än mäns risk. I motsvarande omfattning omfördelar försäkringen därmed inkomster från män till kvinnor. För det andra är enbart inkomster upp till 7,5 basbelopp förrnånsgrundande medan av- gifter huvudsakligen betalas på hela inkomsten, dvs även på de delar som ligger över 7,5 basbelopp. Därför omfördelas inkomster från dem vars årsinkomster är större än 7,5 basbelopp till dem vars årsinkoms— ter är mindre än 7,5 basbelopp. Kvinnor når inte upp till årsinkomster över 7,5 basbelopp i samma utsträckning som män gör. Riskförsäk- ringarna i socialförsäkringssystemet har således en utformning som i praktiken är mer fördelaktig för kvinnor som grupp än för män som grupp.

I avtalssystemen är avgiftssatsen eller i vissa fall (kommunerna) skattesatsen enhetlig inom varje avtalsförsäkring och någon differen- tiering med avseende på kvinnors och mäns risk förekommer således inte heller i avtalsförsäkringama. Å ena sidan omfördelas därmed in- komster från dem som har låg risk att drabbas av ohälsa, till dem som har hög risk att drabbas. I praktiken kan detta innebära en omfördel- ning från män till kvinnor. Å andra sidan är, med undantag av LO— SAF-området, kompensationsnivån högre på de delar av inkomsten som är större än 7,5 basbelopp. Detta innebär en omfördelning från personer vars inkomster inte når upp till 7,5 basbelopp, vilket ofta är kvinnor, till personer som har inkomster över denna nivå, vilket ofta är män.

Det finns således i de flesta avtalsförsäkringar två motverkande ef- fekter. En effekt omfördelar från dem som har låg risk att drabbas av ohälsa till dem som har hög risk att drabbas, vilket innebär från män till kvinnor. En annan effekt omfördelar från inkomsttagare med in-

komster under 7,5 basbelopp till inkomsttagare med inkomster över 7,5 basbelopp, vilket innebär från kvinnor till män.

Om avtalsförsäkringens omfördelningar mellan riskgrupper är större än de mellan inkomstgrupper kan försäkringen vara förmånliga- re för kvinnor än för män och omvänt. Om nettoeffekten är noll bety- der det att inga omfördelningar sker. De omfördelningar som kan fin- nas mellan riskgrupper och de som kan finnas mellan inkomstgrupper tar då ut varandra. Vilken typ av omfördelning som överväger går inte att fastställa utan en närmare empirisk granskning. Vi vet idag alltför lite om vilka egenskaper som bestämmer sannolikheten att drabbas av ohälsa. På detta område behövs mera forskning. Vem som har hög risk och vem som har låg risk är heller inte en gång för alla givet. Till exempel var risken att förtidspensioneras större för män än för kvin- nor under 1970-talet. På 1990-talet gäller det omvända. Däremot in- nebär regelkonstruktionen i flertalet avtalsförsäkringar alltid en viss omfördelning från lägre till högre inkomsttagare och så länge kvinnor tillhör den förra gruppen kommer denna omfördelning att vara från kvinnor till män. Eftersom avtalsförsäkringen kan ses som en löne- förmån bidrar dess konstruktion till att förstärka löneskillnadema

mellan kvinnor och män. Skillnaden är större än vad enbart kontant- lönen visar.

7.7 Samspelet mellan socialförsäkringar och avtalsförsäkringar

För de enskilda personerna (och också för samhällsekonomin) är det det totala inkomstskyddet som är av intresse, inte enbart kompensa- tionen i socialförsäkringama. Nivån på det totala skyddet kan vara oberoende av vilket system man har. En låg ersättning från socialför- säkringama kan helt eller delvis kompenseras av en hög ersättning från avtalsförsäkringama. Det finns jämförelser mellan länder som vi- sar att den totala kompensationsgraden inte varierar särskilt mycket medan däremot sammansättningen av skyddet gör det. Till exempel jämför Kangas och Palme (1993) sammansättningen av ersättningen vid sjukdom i Danmark, Finland, Norge och Sverige år 1990. Dan- mark, Finland och Norge hade en inledande period med obligatorisk sjuklön. I Danmark, Finland och Sverige kompletterades sjukpen- ningen från socialförsäkringssystemet med ersättning från avtalsför- säkringen. I Norge var kompensationsgraden från socialförsäkrings— systemet 100 procent. Trots skillnaderna i systemens utformning var kompensationsgraden likvärdig. Ett annat exempel är Kangas (1992) jämförelse av ersättningen vid sjukdom i Finland, Sverige, Tyskland och Storbritannien. Inte heller här skiljer sig den totala kompensa-

tionsgraden särskilt mycket, trots att kombinationen av obligatorisk sjuklön, socialförsäkring och avtalsförsäkring är olika i de olika län- dema.

Eftersom de svenska avtalsförsäkringama har en konstruktion som är mindre fördelaktig för kvinnor än för män så skulle en utökad roll för avtalsförsäkringama i deras nuvarande utformning inte gagna kvinnor. En förändring som skulle gå i motsats riktning och gynna kvinnor är om socialförsäkringama gavs ett så pass högt tak att det minskade intresset för kompletteringar i avtalsförsäkringar.

Litteraturförteckning

Edebalk, Per Gunnar, Ståhlberg, Ann—Charlotte & Wadensjö, Eskil (1998),

Socialförsäkringarna Ett samhällsekonomiskt perspektiv. Stockholm: SNS Förlag.

Esping-Andersen, Gösta (1990) The three worlds of welfare capitalism. Cambridge, UK: Polity Press. Fakta 1995. Socialförsäkringsstatistik. Riksförsäkringsverket, Stockholm. Höög, Jonas (1997) ”Kvinnors och mäns utträde ur arbetslivet” i Persson, Inga & Wadensjö, Eskil (red.), Glastak och glasväggar? Den könssegregerade arbetsmarknaden, SOU 1997:137.

Johansson, Per & Palme, Mårten (1997) ”Sjukförsäkringen ur ett genusperspektiv”, denna volym. Kangas, Olli (1988) ”Politik och ekonomi i pensionsförsäkringen. Det finska

pensionssystemet i ett jämförande perspektiv”, Meddelande från Institutet för social forskning 5/1988.

Kangas, Olli & Palme, Joakim (1989) ”Public and private pensions: The Scandinavian Countries in a Comparative Perspective”, Meddelande från Institutet för social forskning 3/1989. Marklund, Staffan (1994) ”Vilken roll spelar individförhållanden, konjunkturer och strukturförhållanden för förtidspensioneringen?” i F örtidspension — en arbets- marknadspolitisk ventil? SOU 1994: 148. Rapport från Sjuk- och arbetsskade- beredningen samt Arbetsmarknadspolitiska kommittén. Stockholm: Fritzes. Riksförsäkringsverket (1997), RF VInformerar. Statistikinformation IS-I l997:4. Sainsbury, Diane (red.) (1994) Gendering welfare states. London: SAGE Publications.

Selén, Jan & Ståhlberg, Ann-Charlotte (1996) ”Non-Wåge benefits in Sweden”, Meddelande från Institutet för social forskning 2/1996. Selén, Jan & Ståhlberg, Ann—Charlotte (1998) ”Pension rights and wages”, Labour, Vol. 12, No 1.

SOU 1990:76. Allmän pension. Huvudbetänkande av Pensionsberedningen. Stockholm: Allmänna förlaget. SOU 1994:72. Sju/qaenning, arbetsskada och förtidspension. Rapport från Sjuk- och arbetsskadeberedningen. Stockholm: Fritzes. SOU 1996:113. En allmän och aktiv försäkring vid sjukdom och rehabilitering. Slutbetänkande av sjuk- och arbetsskadekommittén. Stockholm: Fritzes.

Ståhlberg, Ann-Charlotte (l994) Reformerat pensionssystem. Kvinnors ATP och avtalspension, SOU 1994:22. Stockholm: Fritzes. Ståhlberg, Ann-Charlotte (1996) ”Avtalssystemen ur jämställdhetssynpunkt” i SOU 1996:113, del 2, s. 127—196. Stockholm: Fritzes.

Den nuvarande och den nya ålderspensionen — hur omfördelar dessa mellan kvinnor och män?

ANN-CHARLOTTE STÅHLBERG & STIG TEGLE

8.1 Inledning

De ersättningsprinciper och finansieringssätt som ligger bakom ut- formningen av en socialförsäkring har avgörande betydelse för vilka konsekvenserna blir för kvinnor respektive män. I detta kapitel analy- seras vad principerna i nuvarande offentliga pensionssystem och det föreslagna nya pensionssystemet har för konsekvenser för kvinnor och män.

Förrnånema i socialförsäkringssystemet kan utgå efter olika prin- ciper. För det första kan ersättningen vara inkomstprövad, dvs. bero av den aktuella inkomsten. Principen innebär att ju högre inkomsten är, desto lägre blir ersättningen. Pensionstillskotten i nuvarande pen- sionssystem är inkomstprövade mot ATP, så att pensionstillskotten minskar när ATP ökar. I det föreslagna nya pensionssystemet är ga- rantipensionen inkomstprövad mot den reformerade ATP så att utfyll- naden från garantipensionen minskar när pensionen från ATP ökar. Inkomstprövade förmåner har en hög fördelningspolitisk träffsäkerhet. En nackdel är att minskningen av dessa mot inkomst skapar marginal— effekter. Med marginaleffekter menas att lönsamheten av, och därmed incitamenten att arbeta försvagas när förmånerna reduceras på grund av ökade inkomster av förvärvsarbete.

För det andra kan ersättningen vara enhetlig och således oberoende av inkomsten. Alla får då ett lika stort belopp. Hit hör folkpensionen. Den är lika stor för alla som har samma civilstånd. Ofta är avsikten med såväl inkomstprövade som enhetliga pensioner att garantera en slags minimistandard, att ge ett grundskydd eller en grundtrygghet.

För det tredje kan ersättningen vara inkomstrelaterad. Försäk— ringstagaren ersätts då i proportion till inkomstbortfallets storlek. Ju högre inkomsten är, desto högre blir ersättningen. Pensionen från ATP är inkomstrelaterad. Kvinnor har i regel lägre inkomster än män, var-

för deras förmåner blir lägre än mäns i ett inkomstrelaterat pensions- system.

För det fjärde kan ersättningen vara avgiftsrelaterad. Då får den som betalat mer en större ersättning än den som betalat mindre. 1 nu- varande offentliga pensionssystem återfinns de tre första principerna och i det förslag till nytt pensionssystem som föreligger sedan år 1994 finns även den fjärde principen representerad.

Finansieringen av socialförsäkringama kan ske både med skatter och avgifter. Det som benämns en skatt är dock inte alltid någon verk- lig skatt och det som benämns en avgift inte alltid någon verklig av- gift. Till exempel är en obligatorisk avgift, i den mån den inte ger för- måner i relation till avgiftens storlek, detsamma som en skatt. Bakom skattefinansiering ligger främst fördelningspolitiska motiv att omför- dela inkomster. I det nuvarande pensionssystemet och i den föreslagna pensionsreformen finns både skatte- och avgiftsprincipen represente- rad. 1 det nuvarande pensionssystemet dominerar skattefinansiering medan det nya huvudsakligen bygger på avgiftsfinansiering.

Kapitlet inleds med en presentation av dels det nuvarande offentli- ga pensionssystemets struktur, dels förslaget till nytt pensionssystem. Därefter följer en analys av de båda systemens konsekvenser för kvin- nor och män. Analysen genomförs i två steg. För det första jämför vi vad kvinnor respektive män får i pension med vad de betalar till pen- sionssystemet när pensionen bestäms av nuvarande regler och när den bestäms av reglerna i det reformerade systemet. Detta gör vi genom att referera till tidigare studier. För det andra jämför vi hur kvinnors respektive mäns pensioner förändras när de i stället för att bestämmas enligt nuvarande regelsystem bestäms enligt det reformerade syste- met. Det gör vi genom att studera pensionerna för en utvald grupp, nämligen ca 75 000 medlemmar i Vårdförbundet. Det är en unik på- neldatabas som till 90 procent består av sjuksköterskor. Det är inget perfekt material för jämförande studier av kvinnors och mäns pensio- ner eftersom de allra flesta i dessa yrkesgrupper är kvinnor. Bara 6,5 procent av Vårdförbundets medlemmar är män. Men mönstret för löneutveckling är detsamma på detta område som för andra förvärvs- arbetande kvinnor och män, dvs. männen har en betydligt brantare lö- neprofil än kvinnor. Kvinnorna som ingår i undersökningen har ett mycket traditionellt kvinnligt arbetsmarknadsmönster med deltidsar— bete och förvärvsavbrott under småbarnsåren. Kapitlet avslutas med en summering och en efterskrift. Efterskriften innehåller en diskussion av de ändringar i refonnförslaget som gjorts efter det att denna studie färdigställts.

8.2 Det nuvarande pensionssystemets struktur

De allra flesta som går i pension får pension från minst tre håll, från folkpensionen, ATP och avtalsförsäkringen. Många har ett komplette- rande pensionsskydd med kollektiva och individuella pensionsförsäk- ringar i privata försäkringsbolag.

Rätten till folkpension grundar sig antingen på bosättningstid i Sverige eller på att den försäkrade arbetat in rätt till ATP. För att få hel folkpension krävs att personen bott i Sverige i 40 år eller har 30 år med ATP-grundande inkomster. Har han eller hon färre än 40 år i Sverige eller färre än 30 år med ATP-grundande inkomster så minskas pensionen med 1/40 respektive 1/30 för varje år som saknas. Folkpen- sionen är ett enhetligt belopp uttryckt i s.k. basbelopp. Detta ändras i princip i proportion till penningvärdet, varför basbeloppet kan använ- das för att hålla förmånerna värdebeständiga. Hel folkpension är 96 procent av basbeloppet per år för ensamstående och 78,5 procent för den som är gift.] Den garanterade pensionsnivån är summan av folk— pension och pensionstillskott. Pensionstillskottet är 0,555 basbelopp. Den samlade offentliga pensionen, som är summan av folkpension, pensionstillskott och ATP, är lika med 1.515 basbelopp (1,335 bas- belopp för gifta pensionärer) plus den del av ATP-pensionen som är större än 0,555 basbelopp. Utöver folkpension och pensionstillskott kan pensionärer med låg inkomst få bostadstillägg. Det minsta årliga belopp som ålderspensionären får är i genomsnitt ungefär två basbe- lopp och utgörs av folkpension, pensionstillskott samt bostadstillägg.

Pensionsgrundande inkomster för ATP är skattepliktig inkomst av förvärvsarbete mellan ett och 7,5 basbelopp. Sjukpenning, föräldra- penning, ersättning från erkänd arbetslöshetskassa, kontant arbets— marknadsstöd (KAS), utbildningsbidrag under arbetsmarknadsutbild- ning, delpension, dagpenning till värnpliktiga och dylikt räknas också som ATP-grundande (se AFL, kapitel 11). Pensionen från ATP be- räknas på genomsnittet av de 15 bästa pensionsgrundande årsinkom- stema och det krävs 30 år med pensionsgrundande inkomster för att få hel ATP-pension. Om antalet intjänade år är färre än 30 reduceras pensionen i motsvarande grad (t.ex. ger 20 intjänandeår 20/30 av hel pension). Hel pension är 60 procent av genomsnittsinkomsten (den pensionsgrundande) de 15 bästa åren. Högsta möjliga ATP-pension är 3,9 basbelopp per år. Som mest kan en ensamstående pensionär såle- des få 4,86 basbelopp per år från det allmänna pensionssystemet och en gift pensionär 4,68 basbelopp per år.

' För att hålla nere pensionsutgiftema infördes år 1993 en tillfällig bestämmelse, som fortfarande gäller, om att inte skriva upp pensionerna med hela basbeloppet utan med 0,98 basbelopp.

ATP och folkpension utgör det huvudsakliga pensionsskyddet för de allra flesta. Så gott som alla löntagare har dessutom en avtalsbe- stämd tilläggspension, som i de flesta fall är inkomstrelaterad liksom ATP. Folkpension och ATP tillsammans är per år i normalfallet unge- fär 65 procent av en persons tidigare ATP—grundande inkomster. Av— talspensionen ger i regel ytterligare omkring 10 procent av, i de flesta fall, ett genomsnitt av de sista årens (före pensioneringen) inkomster. Avtalspensionen ger dessutom pension på inkomster som ligger över den nivå som är pensionsgrundande för ATP. På den delen av lönen är kompensationen i de flesta fall väsentligt högre, i allmänhet 65 pro- cent (se kapitel 9 i denna volym).

Arbetsgivaravgiftema till folkpensionen och ATP är proportionella mot löntagarnas löner. De betraktas av arbetsgivarna i allt väsentligt som likvärdiga med andra arbetskraftskostnader. Det är därför rimligt att anta att arbetsgivarnas kostnader för löntagarnas pensioner på lång sikt bärs av löntagarna själva i form av lägre reallöner. (På kort sikt däremot leder troligen arbetsgivaravgiftshöjningar till ökade lönekost- nader och minskad sysselsättning. Se bl.a. Holmlund, 1995.) Arbets- givaravgiften till folkpensionssystemet är en ren skatt, eftersom en person kan få folkpension utan att ha haft någon lön eller anställning och således oberoende av hur stora avgiftsinbetalningar som har gjorts på hans eller hennes lön. Arbetsgivaravgiften till nuvarande ATP är i och för sig knuten till de förmåner den finansierar, men sambandet mellan en persons avgifter och förmåner är inte fullständigt. För indi- viden är ATP-avgiften en skatt till den del den pensionsförrnån hon får inte motsvarar den ATP-avgift som betalats på hennes lön. Dess- utom är delar av ATP-avgiften en skatt om förmånen den finansierar är större än vad individen själv skulle valt i ett frivilligt system och det inte går att belåna resterande ”för hög” pension eller låna på annat sätt. ATP-systemets nuvarande regler medför en ofullständig koppling mellan individens pensionsavgift och hennes framtida pension. Nuva- rande ATP-avgift är därför en blandning av skatt och avgift. På löne- delar över 7,5 basbelopp är den en ren skatt.

8.3 Det nya pensionssystemets struktur Den garanterade pensionen

Det föreslagna nya pensionssystemet, såsom det är beskrivet i rege- ringens proposition 1993/1994z250, består av en s.k. garantipension och en inkomstrelaterad pension (den reformerade ATP). Grundtrygg- heten tillgodoses genom garantipensionen. Den ersätter nuvarande folkpension och pensionstillskott med början är 2001. Beloppen skil- jer sig, liksom i det nuvarande systemet, något åt mellan ensamstå-

ende och gifta. Garantinivån är högre än i nuvarande system om vi ser till bruttonivån. Nettonivån är emellertid densamma i det nya systemet som i det nuvarande, eftersom skattereglerna för pensionärer också ändras med reformen. Garantipensionen är konstruerad så att margi- naleffekten av en ökning i den inkomstrelaterade pensionen alltid är mindre än 100 procent till skillnad från nuvarande system där pen- sionstillskottet räknas av krona för krona mot intjänad ATP. I det nya systemet är marginaleffekten för en ensamstående pensionär 75 pro- cent av ATP—pensionen upp till 2 basbelopp och 50 procent av ATP- pensionen mellan 2 och 3 basbelopp. Det offentliga nettotillskottet minskar med stigande ATP i det nya systemet och upphör helt vid en ATP-pension på 3 basbelopp.2

Den reformerade A T P—pensionen

Den nya inkomstrelaterade pensionen, den reformerade ATP, bestäms efter helt andra regler än den nuvarande. Den nuvarande ATP är för- månsbestämd, den reformerade är avgiftsbestämd. Med att pensionen är förrnånsbestämd menas att förmånsnivån i systemet (som t.ex. 60 procent av de 15 bästa årsinkomstema) fastställs i förväg och sedan anpassas storleken på avgiftsinbetalningama till förmånsnivån. I ett avgiftsbestämt system är den exakta förmånen inte fastställd. I stället fastställs avgiften och pensionsnivån anpassas därefter. Den reforme- rade ATP beräknas på de pensionsgrundande inkomsterna under samtliga år, inte som i nuvarande system enbart på de 15 bästa in- komståren. En viss procent av inkomsten betalas i ATP-avgift varje är precis som i nuvarande system. Men i det nya ATP-systemet registre- ras varje inbetalning på individuella konton och förräntas fram till pensionsdagen. Varje individ får i princip tillbaka det hon har betalat in med ränta på ränta. 16,5 procentenheter av den föreslagna pensions— avgiften på 18,5 procent sparas inte på riktigt, utan används direkt till att finansiera de samtida pensionsutbetalningama (så sker i nuvarande system med hela avgiften), medan resterande 2 procentenheter sparas i pensionsfonder och förräntas på vanligt sätt.3 Det fiktiva sparandet förräntas också på så sätt att det skrivs upp (ned) med ett index som följer förändringarna i de förvärvsverksammas pensionsgrundande inkomster (inkomstindex).

: Enligt vad som föreslagits 1997-10-30 (Ds 1997:66) kommer garantipensionen att beräknas enligt andra regler än det här redovisade ursprungsförslaget. Garantipensio- nen föreslås ligga på en något högre nivå och beräknas på ett sätt som ger lägre mar- ginaleffekter än ursprungsförslaget. Se vidare ”Efterskrift” avsnitt 8.10. 3 Enligt pensionsuppgörelsen den 9 januari 1998 ska i stället 16 procentenheter av pensionsavgiften användas för att betala samma års pensioner. Resterande del, 2,5 procentenheter, sparas och förräntas individuellt.

Pensionsgrundande inkomst för den nya ATP är hela inkomsten av förvärvsarbete upp till ATP—taket, således även det första basbeloppet. ATP-taket ligger inte som i nuvarande system fast på 7,5 basbelopp utan skrivs upp med ett inkomstindex med början från år 2001. Ar- betslöshetsersättning, föräldrapenning, sjukpenning och dylikt ska på samma sätt som i nuvarande ATP vara pensionsgrundande inkomst. Pensionsgrundande inkomst för förfluten tid är individens registrerade ATP-poäng med ett tillägg av ett basbelopp. I den nya ATP får i vissa fall försäkringstagaren tillgodoräkna sig en fiktiv pensionsgrundande inkomst. Föräldrar får göra det under småbarnsåren. Barnårsrätt ska kunna tillgodoräknas retroaktivt, dvs. också för tid före det reformera- de systemet träder i kraft. Även studier och Vämpliktstjänstgöring fö- reslås ge pensionspoäng i den nya ATP. Studiebidraget inom studie- medelssystemet föreslås bli pensionsgrundande genom att beloppet höjs och blir skattepliktig inkomst. Studiebidrag som betalats ut före 1995 kommer dock enligt förslaget inte att grunda pensionsrätt. Inga politiska beslut om huruvida och hur studier ska ge pensionsrätt är emellertid tagna. Vämpliktstjänstgöring tillgodoräknas pensionsrätt på basis av en fiktiv årsinkomst motsvarande 50 procent av genom- snittsinkomsten för alla försäkrade. Inte heller vämpliktsrätt ges för förfluten tid.

Vidare föreslås att makar får rätt att dela pensionsrätt lika. Del- ningen ska vara frivillig och fortsatt delning ska upphöra om en av makarna begär det samt automatiskt vid skilsmässa. I principbeslutet från 1994 avsåg delningen hela pensionsrätten men enligt vad som fö- reslagits i en promemoria i oktober 1997 (Ds 1997:67) ska rätten till delning enbart gälla den mindre del av pengarna som sparas i fonder.

Pensionen för mellangenerationen

Det nya pensionssystemet införs successivt. Det kommer att finnas övergångsregler under lång tid. De som är födda 1937 eller tidigare får pension enligt det gamla systemet. De som är födda 1954 eller se- nare får pension helt från det nya systemet, medan de som är födda 1938—1953, den s.k. mellangenerationen, får en del från det gamla och en del från det nya pensionssystemet. De som är födda 1938 får 4/20 av det nya och 16/20 av det gamla, de som är födda 1939 får 5/20 av det nya och 15/20 av det gamla osv. De som tillhör äldre generationer får en större del från det gamla systemet än de som tillhör yngre gene- rationer.

Garantipensionssystemet omfattar inte bara de som får pension helt efter de nya reglerna utan även mellangenerationen. För dem beräknas garantipensionen enligt vissa övergångsbestämmelser.4

Personer som omfattas av övergångsbestämmelsema har också ge- nom en särskild garantiregel rätt att få en inkomstrelaterad pension som är lika stor som den folk- och tilläggspension5 som de skulle ha fått om de år 1995 hade varit 65 år och pensionen hade beräknats helt enligt nuvarande regler och på grundval av de pensionsrättigheter som tjänats in fram till och med år 1994. Om den intjänade ATP-pensionen i det nya systemet blir mindre än pensionen enligt den särskilda gar- antiregeln får personen det senare beloppet i ATP. Eventuella tillägg från garantipensionen tillkommer. Om den som kan utnyttja den sär— skilda garantiregeln utan den skulle fått motsvarande utfyllnad från garantipensionen har den särskilda garantiregeln ingen praktisk bety- delse.

För de som är födda 1954 eller senare sparas 2 procentenheter av den föreslagna årliga pensionsavgiften på 18,5 procent i fonder. För de som är födda 1938 går 4/20 av de 2 procenten till fondsparande, för de som är födda 1939 5/20 osv.6

8.4 Hur omfördelar nuvarande pensionssystem?

I detta och efterföljande avsnitt 8.5 jämför vi vad kvinnor respektive män får i pension med vad de betalar till pensionssystemet när pen- sionen bestäms av nuvarande regler respektive när den bestäms av reglerna i det reformerade systemet. Om till exempel männen i ge- nomsnitt får mer i pension per varje inbetalad krona till pensionssys- temet än kvinnorna, så betyder det att pensionssystemets konstruktion är fördelaktigare för män än för kvinnor. Pensionssystemet innehåller ett antal olika regler, varav en del är fördelaktigare för kvinnor och andra är fördelaktigare för män. Den samlade effekten kan vi bara få reda på genom empiriska studier. Här utnyttjar vi resultaten från en ti- digare empirisk studie (Ståhlberg 1994).

' För de som är födda åren 1938—1953 beräknas den inkomstrelaterade pensionen i det gamla systemet som summan av ATP och folkpension där folkpensionen beräknas i trettiondedelar efter antal ATP-år. För mellangenerationen behandlas alltså folkpen- sionsdelen (men inte pensionstillskotten) som inkomstrelaterad pension. , Folkpensionen beräknad i antal trettiondedelar efter antal ATP-år.

6 Jämför not 3.

15-årsregeln, 3 O-årsregeln och takregeln i A TP

I nuvarande ATP beräknas pensionen på de 15 bästa pensionsgrun- dande inkomståren (15-årsregeln) och 30 intjänandeår räcker för att få hel pension (30-årsregeln). Avgiften däremot är proportionell mot in- komsten under samtliga inkomstår. En flack inkomstprofil ger en lägre pension i förhållande till livsinkomsten än en ojämn och brant inkomstprofil, trots att livsinkomstema och därmed också avgifterna kan vara lika stora. 15- och 30-årsregeln i ATP är med andra ord inte utformad så att det sker några systematiska omfördelningar från hög- inkomsttagare till låginkomsttagare. I stället sker en systematisk om— fördelning från personer som har ett långt yrkesliv med svag realin- komstutveckling över tiden till personer som har ett relativt kort yr- kesliv och ojämnt fördelade pensionsgrundande inkomster över livet. Låg pension i förhållande till livsinkomsten får alltså de som arbetar större delen av sitt vuxenliv och har en svag reallöneutveckling över tiden. Det mönstret kan vi hitta hos låginkomsttagare, både bland kvinnor och män. Avancemang och karriär, som är vanligare bland män än bland kvinnor, ger en brant inkomstprofil. Men å andra sidan varvar kvinnor deltidsarbete med heltidsarbete mer än vad mån gör och kan den vägen få en både ojämn och brant inkomstutveckling (Ståhlberg 1990, 1994).

Kvinnor som är hemma några år medan barnen är små, arbetar deltid i några år därefter och heltid i kanske 15—20 år som mest, behö— ver inte få en lägre ATP för den sakens skull. Nuvarande ATP-regler — att pensionen beräknas på de 15 bästa åren och att det räcker med 30 år av ATP-grundande inkomster för hel pension — är en subvention till dem som förvärvsarbetar färre år eller växlar mellan deltid och heltid. Subventionen är dock inte direkt riktad till småbarnsföräldrarna. Också de som förvärvsarbetar mindre av andra skäl än att de har små barn (t.ex. på grund av studier) subventioneras i nuvarande ATP-sys- tem.

I en studie till Pensionsarbetsgruppens betänkande (SOU 1994:22) jämfördes den faktiska inkomstutvecklingen 1960—1990 för 714 slumpmässigt utvalda kvinnor och män födda mellan år 1944 och 1950. Det visade sig att kvinnorna i genomsnitt hade en betydligt långsammare inkomstutveckling än männen. Både bland kvinnor och män hade högre tjänstemän den brantaste pensionsgrundande in- komstprofilen och tjänstemän på mellannivå den näst brantaste profi- len. Därnäst kom lägre tjänstemän och kvalificerade arbetare. Sämst utveckling hade okvalificerade kvinnliga arbetare. Om det relativa mönstret skulle kvarstå eller i varje fall inte förändras på ett avgöran- de sätt fram till pensionsåldern så skulle det betyda att 15-årsregeln

skulle vara mindre gynnsam för kvinnor som grupp än för män som grupp.

Takregeln, att enbart inkomster under 7,5 basbelopp är pensions— grundande medan avgifter även betalas på inkomster över 7,5 basbe- lopp, omfördelar inkomster från höginkomsttagare till låginkomsttag- are och, eftersom fler män än kvinnor har inkomster över ATP—taket, också från män till kvinnor.

Kvinnor lever i genomsnitt längre än män och får därför för varje inbetalad krona utdelning i fler är än män. Det innebär en omfördel- ning från män till kvinnor.

Den sammantagna ejjfekten av AT Ps regler

Takregeln och att kvinnor får pension i fler är än män omfördelar från män till kvinnor. 15-årsregeln och 30-årsrege1n kan omfördela i båda riktningama. Vad är då den sammantagna effekten av ATPs regler? För att studera effekten av ATPs sammantagna regler (IS-årsre- geln, 30-årsregeln, takregeln och att kvinnor får pension i fler år än män) kan man beräkna vad olika personer får i pension respektive betalar till pensionssystemet under de yrkesverksamma åren. För detta krävs det inkomstuppgifter för individernas hela yrkesverksamma liv. Vill vi studera faktiska livslöneförlopp måste vi vänta tills en årsklass går i pension. Förutom att det tar tid är det en nackdel att faktiska livslöner inte heller är direkt överförbara på den framtida utveckling- en, eftersom arbetsmarknadsmönster och löner förändras. Ett vanliga- re tillvägagångssätt är därför att använda sig av både faktiska och skattade inkomstuppgifter som grund för beräkningar av individuella pensionsförrnåner och avgiftsinbetalningar. Det görs i Pensionsarbets- gruppens betänkande (Ståhlberg, 1994). Studien bygger på enkla an- taganden om den framtida individuella inkomstutvecklingen för kvin- nor och män födda 1944—1950. En individs inkomst efter 1990 beräk- nas på samma sätt som vid beräkning av framtida inkomstutveckling vid beviljandet av förtidspension från ATP om personen fortsatt att ar- beta. Metoden medför att individernas framtida inkomster i genom- snitt underskattas (se Ståhlberg, 1994, s. 51—55). Studien ger som re- sultat att nuvarande ATP-regler sammantagna är något fördelaktigare för män än för kvinnor. Kvinnor betalar i genomsnitt något mer för varje krona de får i pension från ATP än män. Enligt beräkningarna, vars resultat redovisas nedan i tabell 8.1, är den genomsnittliga kvoten mellan nuvärdet av förväntade förmåner och kostnader i ATP, när den reala diskonteringsfaktom antas vara 2 procent, 0,83 för män och 0,78 för kvinnor. Kvoten anger hur mycket olika grupper får tillbaka i för- hållande till varje inbetalad krona. När kvoten mellan förväntade för-

måner och kostnader är mindre än ett betyder det att individerna be— talar mer till ATP-systemet än vad de förväntas få ut i pensioner och omvänt när kvoten är större än ett. I studien har kvinnliga högre tjänstemän den högsta kvoten, 1,06. För varje krona de betalar till ATP får de alltså tillbaka en krona och sex öre. Kvinnliga högre tjäns- temän har ofta en relativt kort yrkesaktiv period parad med relativt go— da inkomster under ett mindre antal år. Det omvända gäller för kvin- nor som tillhör gruppen okvalificerade arbetare. De har den lägsta kvoten mellan förmåner och kostnader och är således minst gynnade av alla. I den gruppen finns nämligen de som både arbetar i många år och har en svag reallöneutveckling över tiden. Deras kvot är 0,64. Det betyder att för varje krona de betalar till ATP får de igen 64 öre. Den näst lägsta kvoten har kvinnliga lägre tjänstemän.7

Tabell 8.1 Kvoten mellan förväntade förmåner och kostnader iA TP för årsklasserna 1944—1950

Socioekonomisk grupp Förmåns/koslnads-kvot Män Kvinnor Högre tjänstemän 0,84 1,06 Tjänstemän på mellannivå 0,88 0,88 Lägre tjänstemän 0,84 0,73 Kvalificerade arbetare 0,82 0,79 Okvalificerade arbetare 0,77 0,64 Alla 0,83 0,78 Anm: Den reala diskonteringsräntan är 2 procent. Källa: Ståhlberg, 1994.

F olkpensionen och den samlade ofentliga pensionen Folkpensionen (inklusive pensionstillskottet) omfördelar från män till kvinnor. Detta beror på progressiviteten i folkpensionssystemet. Folk- pensionsbeloppet är lika för alla, men de som har höga inkomster får betala mer än de som har låga inkomster. Hur omfördelar då den samlade offentliga pensionen från ATP och folkpension (inklusive pensionstillskott)? Det framgår också i Ståhlberg (1994). Där visas att ATP och folkpensionen (inklusive pensionstillskottet) sammantagna inte missgynnar kvinnorna som grupp. Progressiviteten i det samlade offentliga pensionssystemet skulle dock vara högre om ATP vore för-

7 Det sätt framtida inkomster har skattats på medför att kvoten mellan förmåner och kostnader i ATP kan ha överskattats för manliga men underskattats för kvinnliga hög- re tjänstemän, underskattats för tjänstemän på mellannivå, både kvinnliga och manli- ga, och i någon grad också underskattats för kvinnliga arbetare och lägre tjänstemän (Ståhlberg, 1994, s. 53).

delningsmässigt neutralt eller systematiskt omfördelade från högre in- komsttagare till lägre.

I tabell 8.2 visar vi den genomsnittliga kvoten mellan nuvärdet av förväntade förmåner och kostnader i ATP och folkpension (inklusive pensionstillskott) sammantagna. Den är 0,77 för män och 1,04 för kvinnor. Okvalificerade kvinnliga arbetare har nu kvoten 1,05.

Tabell 8.2 Kvoten mellan förmåner och kostnader iATP och folkpension (inklusive pensionstillskott) för årsklasserna 1944—1950

Socioekonomisk grupp Förmåns/kostnads-kvot Män Kvinnor Högre tjänstemän 0,73 1,06 Tjänstemän på mellannivå 0,79 1,03 Lägre tjänstemän 0,78 1,01 Kvalincerade arbetare 0,79 1,06 Okvalificerade arbetare 0,82 1,05 Alla 0,77 1,04

Anm: Den reala diskonteringsräntan är 2 procent. Källa: Ståhlberg, 1994.

8.5 Hur omfördelar det nya pensionssystemet?

Livsinkomstregeln, barnårsrätten m.m.

I det föreslagna nya ATP finns 15- och 30-årsregeln inte kvar. Pensio- nen beräknas i stället på hela den pensionsgrundande livsinkomsten. En individs ackumulerade avgiftsinbetalningar inklusive avkastning och arvsvinster8 divideras vid pensionstillfället med det för årsklassen förväntade antalet pensionsår, det s.k. delningstalet, och det belopp som då erhålls utgör individens årliga pensionsbelopp. Kvoten mellan förväntade förmåner och kostnader blir i princip lika med ett för alla i systemet, dvs. inga direkta omfördelningar sker. Det finns emellertid några undantag. Bamårsrätten i det nya systemet innebär att även den nya ATP subventionerar småbamsföräldrama. Men till skillnad från nuvarande ATP riktas subventionen enbart till föräldrar som har små barn. Den fördelningspolitiska träffsäkerheten är därmed högre. Små- bamsföräldrar tilldelas en fiktiv pensionsgrundande inkomst under småbamsåren enligt något av tre alternativ, där vårdnadshavaren som kan vara antingen mamman eller pappan, får välja det som är mest fördelaktigt för henne eller honom. Något krav att avstå från förvärvs— arbete för att få subventionen finns inte, men den blir i sådant fall ofta

Arvsvrnster består av de pensronsråtter som tjänats in av personer 1 samma årsklass men som avlidit före pensioneringen.

större. De tre alternativen är (1) utfyllnad av inkomsten till 75 procent av genomsnittsinkomsten för samtliga försäkrade, (2) ett inkomstbas- belopp (med inkomstbasbelopp menas att basbeloppet följer föränd- ringen i de förvärvsverksammas pensionsgrundande inkomster) och (3) den tidigare föräldrapenninggrundande inkomsten blir den pen- sionsgrundande. Barnårsrätt ska kunna tillgodoräknas under barnets första fyra levnadsår. Om det samtidigt finns ytterligare barn under fyra års ålder, tillgodoräknas bamårsrätt till dess yngsta barnet fyller fyra år. De inkomstskillnader som beror på att kvinnor i större ut- sträckning än män avstår från lönearbete för att ta hand om barnen när de är små kommer delvis att kompenseras av bamårsrätten.

Eftersom vårdnadshavaren (i allmänhet kvinnan) i den reformerade ATP kompenseras för den tid barnen är små, har alla alternativen ovan ett inbyggt incitament att förvärvsarbeta mindre. Men incitamentet är olika starkt i de olika alternativen. Föräldraförsäkringen i sin nuvaran- de forrn kompenserar den som stannar hemma, men uppmuntrar sam- tidigt till förvärvsarbete och karriär, eftersom kompensationen baseras på den tidigare förvärvsinkomsten. Kompensation enligt alternativ (3) förstärker den tendensen. Men också tendensen till att vilja skjuta upp sitt barnafödande tills inkomsten nått en viss höjd, förstärks. Den ålder då kvinnan föder sitt första barn har med åren förskjutits alltmera uppåt. Allt fler kvinnor önskar etablera sig på arbetsmarknaden, få ett bra arbete och en hyfsad inkomst innan de skaffar barn, eftersom denna inkomst ligger till grund för föräldrapenningen under ett års tid och eventuellt även för nästa barn om det föds inom två och ett halvt år, vilket numera allt fler barn gör. Reformer som spår på denna effekt kan driva upp medelåldern vid födseln av första barnet. Detta skulle kunna inverka negativt på barnafödandet (ökad barnlöshet, färre barn per kvinna) och därmed kanske äventyra pensionssystemets ekonomi på sikt.

Incitamenten att dra sig tillbaka från eller minska sitt engagemang på arbetsmarknaden är starka för de som har låga inkomster i altema- tiv (1) (utfyllnad av inkomsten till 75 procent av genomsnittsinkoms- ten för samtliga försäkrade). Förvärvsarbete upp till en årsinkomst som är 75 procent av genomsnittsinkomsten för samtliga försäkrade behöver inte ge fler pensionspoäng än inget förvärvsarbete alls. Alter- nativ (2), ett inkomstbasbelopp till vårdnadshavaren, är oberoende av inkomstens storlek. Effekterna på arbetsutbudet av förmånssidan är då relativt små. Det finns också incitament till att tidigarelägga bamaföd- andet, eftersom den inbetalning (fiktiv eller verklig) som görs till pen- sionssystemet på basis av bamårspoängen ger avkastning under en längre tid när den görs tidigt i livet än om den görs sent.

Pensionsrätt under vämpliktsperioden är en subvention i allt väs- entligt till män, men den är låg jämfört med bamårsrätten. Eventuell pensionsrätt vid studier är en subvention både till kvinnor och män som studerar vidare efter gymnasiet.

Delningstalet är lika för kvinnor och män i samma årsklass. Det innebär en omfördelning till kvinnors förmån eftersom kvinnor statis- tiskt sett lever längre än män. Återstående livslängd vid 65 års ålder är enligt senast publicerade uppgifter från Statistiska centralbyrån 19,53 år för kvinnor och 15,84 år för män —— en skillnad på 3,69 är.

Sammantaget sker en viss omfördelning från män till kvinnor i den nya ATP. Livsinkomstregeln är fördelningsmässigt neutral, men barn- årsrätten och delningstalet omfördelar från män till kvinnor.

Garantipensionen och den samlade ojentliga pensionen

Den nya ATP-pensionen är som vi har sett i allt väsentligt avgiftsfi- nansierad, inte skattefinansierad. Var och en, med undantag för främst småbamsföräldrar, betalar i princip sin egen pension. De fördelnings- politiska inslagen ligger därutöver i garantipensionen, som är in- komstprövad mot ATP och finansieras med den progressiva inkomst— skatten. Det innebär en omfördelning från män till kvinnor. 1 det nya samlade offentliga pensionssystemet dominerar således de regler som gynnar kvinnor relativt män (garantipensionen, bamårsrätten och del- ningstalet) över de regler som gynnar män relativt kvinnor (väm- pliktsrätten och eventuellt den särskilda garantiregeln).

8.6 Pensionsstorleken i det nuvarande och nya pen- sionssystemet. Exempel från sjuksköterskorna

Detta och de två följande avsnitten är en empirisk studie av pensions- förmånema för en utvald grupp. Vi beräknar pensionsstorleken i det nuvarande respektive det nya pensionssystemet för Vårdförbundets medlemmar. Avsikten är att belysa hur kvinnors respektive mäns pen- sioner förändras i och med övergången till det reformerade systemet? Är den relativa förändringen lika stor för kvinnor som för män? Ett fullständigt svar skulle bl.a. kräva att vi känner till hur arbetsmark- nadsmönstret och livsinkomstrnönstret för kvinnor respektive män på- verkas dels av det nya regelsystemet, dels av de förändringar i av gifts- satsen som kan komma att krävas i ett system som behåller nuvarande regler. Vid exempelvis en låg produktivitetstillväxt måste avgiftssat- sen i nuvarande system höjas för att klara pensionsutfästelserna. Det blir då mindre över till löntagarnas löner vilket påverkar deras fram- tida pensioner negativt. Vår analys är emellertid statisk i den me-

ningen att den förutsätter att livslönerna inte påverkas av pensions- systemets utformning. Men den kan ändå ge värdefulla insikter i re- gelsystemens konsekvenser för kvinnor och män.

Presentation av datamaterialet Databasen består av 102 683 medlemmar9 i Vårdförbundet födda mel- lan 1929 och 1975 vars personnummer samkörts10 med Riksförsäk- ringsverkets pensionspoängdatabas. I den finns uppgifter om varje in- divids ATP-poäng för vart och ett av åren från 1960 till och med 1994. Dessutom finns uppgifter från Vårdförbundets medlemsregister om lön, yrke, befattning och tjänstgöringsgrad.

Materialet är uppdelat på fyra undergrupper beroende på kön och yrkesgrupp: kvinnliga sjuksköterskor, manliga sjuksköterskor, kvinn- liga barnmorskor samt kvinnliga biomedicinska analytiker. "'” Dessa tre yrkesgrupper har något olika ”karriär” över livet. Äldre sjuksköter- skor födda på 1930- och 1940—talet har genomgått tre års utbildning föregången av ett års praktik. För sjuksköterskor examinerade under 1970-talet har utbildningen reducerats till ca två och ett halvt år. Yng- re sjuksköterskor examinerade efter läsåret 1994/95 har tre års hög- skoleutbildning. En majoritet av sjuksköterskorna har dessutom senare i yrkeslivet genomgått vidareutbildning inom någon specialitet på ca ett år. Bilden är likartad för kvinnliga och manliga sjuksköterskor.

Barnmorskor exemplifierar en yrkesgrupp med längre utbildning. De flesta barnmorskor som är aktiva idag har ca ett års utbildning ut- över sjuksköterskeexamen. Barnmorskor som examineras efter 1994/ 95 har ett och ett halvt års utbildning efter sjuksköterskeexamen. Bio- medicinska analytiker slutligen har något över två års högskoleutbild- ning. Från och med 1994/95 är denna utbildning förlängd till tre år.

Uppgifterna om ATP-poäng bygger på varje individs registrerade ATP-grundande inkomst (arbetsinkomst mellan 1 och 7,5 basbelopp). Den divideras med basbeloppet respektive år och ger då ATP-poäng. Basbeloppet år 1997 för beräkning av pensionsgrundande inkomst är 37 000 kr.

Det kan noteras att en förändring i ATP-poängen mellan olika år inte skiljer på orsaken till förändringen. Vi vet t.ex. inte om ATP-po- ängen ökat för att individen fått högre månadslön vid oförändrat antal arbetstimmar eller för att individen ökat sin arbetstid vid oförändrad månadslön. I detta datamaterial sker kraftiga förändringar av årsin-

;Aktiva medlemmar 1 december 1994 exkl studerande— och pensionärsmedlemmar. :Samköming 1 december 1995 enligt Datainspektionens tillstånd 1995- 06- 30. llAntalet manliga barnmorskor resp biomedicinska analytiker är för litet för att bilda (I för analys. Biomedicinska analytiker benämndes tidigare laboratorieassistenter.

komsten (ATP—poängen) via ändrad årsarbetstid (tjänstgöringsgrad, tjänstledighet).

ATP-poängen skiljer inte heller på från vilken eller vilka anställ- ning(ar) individens inkomster kommer. Vi vet således inte om en för- ändring i ATP—poängen kan härledas från en förändring i graden av t.ex. ”extra-knäck”. 1 den grupp av arbetstagare som denna studie om- fattar är dock omfattningen av arbete utanför huvudarbetsgivaren er- farenhetsmässigt liten.

Nedan visas i figur 8.1 den genomsnittliga ATP-poängen efter ål- der för olika årsklasser. Utvecklingen för den enskilda individen är dock väsentligt ojämnare.

Figur 8.1 Genomsnittlig A TP-poäng (100-dels) efter ålder för samtliga individer födda 1935, 1945, 1955, 1965 och 1974

500

Födda 195 |

400 ................................................................ . ....................................... Födda 1955 |

Födda 1955] 300 1— . ' ---------- Födda 1935 --------------------------

Penslonapoång (100-dels)

100 J .........................................................................................................

Födda 1974'

F - 1 _. 1 6 20 24 28 32 35 40 44 48 52 56 60 64 Ålder

Skillnaden i ATP-poäng mellan årsklasserna i figuren — vid samma ålder — är i storleksordningen 0,5 ATP-poäng per 10 år. Detta motsva- rar en ökning av antalet ATP-poäng per årsklass på ca 0,05 ATP-po- äng eller knappt 2 000 kr per år i 1997 års penningvärde. Räknat som en grov kalkyl på en genomsnittlig ATP-poäng på 3,0 implicerar detta en årlig tillväxt i realinkomsten i storleksordningen 1,25 procent per år per årsklass i vårt material. Med hänsyn till att den genomsnittliga förvärvsgraden varit svagt stigande sedan 1970—talet innebär detta att den genomsnittliga reala tillväxten i timlön varit något lägre.

Antalet individer som använts i pensionsberäkningama, samman- lagt ca 75 000, är mindre än vad som finns i databasen. Orsaken är att vi begränsat analysen till de individer som är födda mellan 1932 och

1960 med en pensionspoäng större än 11011 är 1994. Några genom- snittsvärden för denna grupp presenteras nedan i tabell 8.3.

Tabell 8.3 Genomsnittsvärdenför några variabler i datamaterialet som använts i pensionsberåkningarna för individer födda 1932—1960 med pensionspoäng större än noll år 1994 (ssk = sjuksköterskor)

Variabel: Ssk Ssk Barn- Biomed. Samtliga Kvinnor män morskor analyt

Antal personer 59509 4549 4520 6165 74743 Ålder 1994 45,9 42,9 44,2 44,2 45,5 Sysselsättningsgrad ' (%) 86 95 82 88 86,5

Heltidslön nov 1994 krlmån * 15000 15350 15150 14710 15010 Utbetald lön nov 1994 kr/mån *- ** 12970 15690 12260 12190 13030

Genomsnittlig ATP-poäng de 15 3,49 4,24 3,41 3,34 3,52 bästa åren till och med år1994 Genomsnittlig ATP-poäng från 16 2,29 2,90 2,23 2,20 2,32 års ålder till och med år 1994 ATP-poäng 1994 3,90 4,75 3,75 3,61 3,92

* Uppgifterna om löner och (överenskommen) sysselsättningsgrad gäller ett genomsnitt för de som hade heltidslön större än noll i nov 1994. ** Bruttolön inklusive alla avdrag (tjänstledigheter, sjukdom, tjänstgöringsgrad etc) och inklusive alla tillägg (ob-tillägg, nattarbete, övertid etc).

Skillnaderna mellan de olika grupperna i tabell 8.3 är tydligast mellan könen. De manliga sjuksköterskorna har högst sysselsättningsgrad, högst lön och högst ATP-poäng trots att deras medelålder är 2—3 år lägre än de övriga gruppernas. De tre kvinnliga yrkesgruppema är re- lativt lika; dock har biomedicinska analytiker lägst lön och ATP—po- ang.

Lönemåttet ”utbetald lön” är det mått som bäst motsvarar ATP-po- ängen.13 Den statistik som tabellens månadslöner bygger på säger dock inget direkt om årsinkomsten eftersom vi bara har uppgifter om lönen för en månad (november) respektive år.

8.7 Livsinkomsterna

För att bestämma pensionsstorleken för en individ är det nödvändigt att känna till individens hela livsinkomstutveckling fram till pensions- åldern (jfr avsnitt 8.6). Vår databas innehåller livsinkomstprofiler i form av ATP-poäng för varje individ från och med 1960 till och med 1994. Därefter har vi skattat individernas inkomster fram till 65 är,

B Det föreligger en signifikant positiv korrelation mellan utbetald lön och pensions- poäng och ingen signifikant korrelation mellan heltidslön och pensionspoäng.

den normala pensionsåldern. För de äldsta individerna i materialet, de som är födda 1932, innebär detta att vi uppskattar inkomsten enbart för de sista två åren före pensionsåldern. För de allra yngsta, som är födda 1969 och är 25 år är 1994, måste vi å andra sidan uppskatta in- komsten varje år under hela 39 år framåt till år 2033. Det säger sig själv att sättet att uppskatta dessa inkomster har stor betydelse för re- sultatet.

Regressionsmodell på genomsnittet

Via en regressionsmodell (se appendix) har vi uppskattat ett samband mellan antalet arbetsår och arbetsinkomsten (egentligen ATP-poängen + 1, för de som har erhållit ATP-poäng). Figur 8.2 visar den faktiska respektive den skattade genomsnittsinkomsten i antal basbelopp för samtliga årsklasser.

Figur 8.2 Faktisk respektive skattad genomsnittlig inkomst efter arbetsår från 16 års ålder. 1 (10-dels basbelopp. 500 ' - *

,,. 14 710131619222528313437404346

Arbetsår

Som figur 8.2 visar är anpassningen mindre bra dels i det yngre inter— vallet 5 till 16 arbetsår (20 till 31 års ålder), dels i det allra äldsta in- tervallet från 43 arbetsår (från 58 års ålder). ”Platån” mellan 13 och 19 arbetsår (28 till 34 års ålder), framför allt orsakad av tjänstledig— heter för barn och studier, finns inte heller med i den skattade funktio- nen.

Hänsyn till detta har delvis tagits. För de yngre har vi begränsat be- räkningarna till de som är födda 1960 eller tidigare, dvs. de som var 34 år eller äldre 1994. För de äldre födda 1932—1936 (dvs de som var

mellan 58 och 62 år 1994) har vi inte använt den skattade funktionens värden utan antagit att 1994 års värden ligger kvar oförändrade varje år från och med 1995 fram till pensionsåldern. ”Platån” har dock inte direkt kunnat speglas i den funktionsform som vi använt här.

Uppräkningsfaktor

Dessa begränsningar i den skattade funktionen är dock inte så allvar- liga som det verkar. Skälet är att vi för varje individ räknar upp 1994 års inkomst med den procentuella förändring som impliceras av den skattade funktionen. Figur 8.3 visar den procentuella uppräknings- faktorn per år och ålder som använts. För t.ex. en person som är född 1951 (dvs är 43 år 1994) och har en inkomst år 1994 som är 3,22 bas- belopp, räknas inkomsten 1995 upp med 1,8 procent. Inkomsten 1995 blir då lika med 3,28 basbelopp. Året därefter, 1996, räknas detta be- lopp upp med 1,6 procent och blir då lika med 3,33. Uppräkningen sker på detta sätt med en avtagande faktor varje år fram till pensione- ringen vid 65 års ålder. Uppräkningsfaktom är lika för alla individer som har samma ålder.

Figur 8.3 Uppräkningsfaktor i procent per ålder och år för framtida inkomst

20

Uppräkningsfaktor %

:»

0 . 111. iv ' 16182022242628303234363840424446485052545658606264

Ålder

Vår metod för att räkna upp inkomsten efter 1994 bygger på procent- visa uppräkningar med 1994 års inkomst som bas. Det innebär att in- komsten detta år ”ärvs” under resten av livet fram till 65 års ålder. År till exempel nivån 1994 tillfälligt låg underskattar vår metod inkomst- utvecklingen för denna individ för resten av livet fram till pensionsål- dem.

En annan fråga gäller hur inkomsten ska beräknas för de som har noll ATP-poäng år 1994. Dessa personer skulle, om metoden ovan tillämpades på dem, också få noll i real inkomst varje år från 1994 fram till pensioneringen. Eftersom detta i de flesta fall är orealistiskt har vi i analysen uteslutit alla som hade noll ATP-poäng 1994. Detta innebär dock att vi infört en bias i framskrivningama. Denna grupp motsvarar ca 2—3 procent av hela materialet och är koncentrerad till de äldsta (födda 1930—31) och de yngsta åldersgruppema (födda på 1970-talet)” Hänsyn till detta har tagits genom att vi i pensionsberäk- ningarna enbart arbetar med åldersgruppema födda från 1932 till och med 1960.15

Vår metod innebär att realinkomsten stiger för varje år fram till pensioneringen. Det innebär att alla individer, utom de som är födda 1932—1936, alltid har högre inkomst vid pensioneringen än de hade 1994. Någon minskning av realinkomsten från 55—60 års ålder sker inte. Detta stämmer inte med den faktiska inkomstutvecklingen för in- dividerna i databasen födda 1930—34. ATP-poängen sjunker från ca 60 års ålder och framåt. Eftersom Vårdförbundets medlemmar fram till 1994 hade möjligheter att gå i avtalspension redan från 63 års ålder kan denna nedgång till viss del tillskrivas avtalspensioneringen, men avtalspensioneringen förklarar dock inte att nedgången sker redan från 60 års ålder. Därtill visar Riksförsäkringsverkets bearbetning av indi- vidstatistiken för hela befolkningen (RFV 1997) en sjunkande genom- snittlig ATP-poäng redan från 55 år. Sammantaget överskattar vår metod sannolikt realinkomstutvecklingen från ca 55—60 års ålder.

" En formell test av skillnaderna mellan gruppen med noll respektive gruppen utan noll pensionspoäng 1994 för ett antal variabler visar signifikans enbart för födelseår och då enbart för gruppen kvinnliga sjuksköterskor (Mann-Whitney U icke—paramet- risk ”2-independent-sample test”). 5 I stället för att basera vår uppskrivning av individernas famtida pensionspoäng på 1994 års värden har vi baserat uppskrivningen på ett annat värde. Detta för att testa känsligheten i vår modell. Vi har som alternativ — i stället för att utgå från ett enda är — arbetat med genomsnittet för de fem åren 1990—1994 som ingångsvärde. För män- nen blir det ingen skillnad medan det för kvinnorna visar sig att den alternativa meto- den ger lägre ingångsvärden och därmed lägre pensionsnivåer än de som redovisas här.

Fördelen med den använda metoden är att vi räknar upp realin- komsten för varje individ för sig med utgångspunkt i individens förut- sättningar — dvs. realinkomsten 1994.

I figur 8.4 visas de genomsnittliga livsinkomstema från 16 till 64 år för de fyra grupperna manliga sjuksköterskor, kvinnliga sjuksköter- skor, biomedicinska analytiker respektive barnmorskor; materialet gäller individer födda mellan 1932 och 1960.

Figur 8.4 Livsinkomster 16—64 års ålder för fyra grupper födda 1932—1960. Antal basbelopp.

7 __?

0 .th—"tHll1*l—tP—4'——41H—4v—xlt —+——+—1—oi-—i—io—-—f—i-—+—+-o-—

16132022242626303234363840424446485052545658606264 Ålder

S MÄN=manliga sjuksköterskor, S KVlN=kvinnliga sjuksköterskor, BMA=biomedicinska analytiker, MOR=barnmorskor.

Livsinkomsterna i figuren är baserade på den faktiska16 och den upp- skattade realinkomsten. Eftersom figuren bygger på aggregat för samtliga årsklasser kan man dock inte direkt se var våra simuleringar av inkomsten kommer in. Figur 8.4 visar dock tydligt skillnaden mel— lan den manliga och den kvinnliga livsinkomstutvecklingen. För de tre grupperna kvinnor (barnmorskor, biomedicinska analytiker och kvinn- liga sjuksköterskor) är bilden mycket lika och med en tydlig ”pla ”” i åldersintervallet 26—40 år.

För att ge en mera detaljerad bild av de livsinkomster som våra pensionsberäkningar baseras på visas nedan i fem figurer (figur 8.5— figur 8.9) livsinkomsten för den största gruppen, som är kvinnliga sjuksköterskor, uppdelad på årsklasser. Senare födda generationer har fler skattade inkomstår och därmed en mer kontinuerlig inkomstut-

'6 Den faktiska inkomsten upp till ATP-taket på 7,5 basbelopp. 146

veckling än tidigare födda generationer. Den brantaste livsinkomst- profilen har de som är födda 1951—1955.

Figur 8.5 Livsinkomstutvecklingför kvinnliga sjuksköterskor födda 1938—1940. Antal basbelopp.

0 -+—-o—|. t' ...i HQ—hv—k—H—y—léy—b—Q—W 16182022242628303234363840424448485052545658606264 Ålder

Anm: Faktiska inkomster till och med 55—57 års ålder, därefter skattade inkomster.

Figur 8. 6 Livsinkomstutveckling för kvinnliga sjuksköterskor födda 1941—1945. Antal basbelopp.

GT * *—

Ålder

Anm: Faktiska inkomster till och med 50—54 års ålder, därefter skattade inkomster.

Figur 8. 7 Livsinkomstutvecklingför kvinnliga sjuksköterskor födda 1946—1950. Antal basbelopp.

r r T | 1 i 4 #

1619 22 25 28 3134 37 40 43 46 49 52 55 586164

Ålder

Anm: Faktiska inkomster till och med 45—49 års ålder, därefter skattade inkomster.

Figur 8.8 Livsinkomstutveckling för kvinnliga sjuksköterskor födda 1951—1955. Antal basbelopp.

1619 2'2 25 28 3134 3'74114345455'255556'164 Ålder

Anm: Faktiska inkomster till och med 40—44 års ålder, därefter skattade inkomster.

Figur 8.9 Livsinkomstutveckling för kvinnliga sjuksköterskor födda 1956—1960. Antal basbelopp.

16 19 22 25 29 31 34 3'7 40 43 40 49 52 5,5 59 611 64 Ålder

Anm: Faktiska inkomster till och med 35—39 års ålder, därefter skattade inkomster.

Realinkomstutvecklingen för kvinnliga sjuksköterskor visar olika mönster beroende på födelseår. Det finns också olikheter mellan de fyra studerade grupperna. I figur 8.10 redovisas den genomsnittliga realinkomstökningen i procent per år från 25 till 64 års ålder för fem årsklasser för de fyra grupperna.

Den genomsnittliga ökningen för samtliga ligger mellan 1,5 och 2,5 procent per år. Variationerna i inkomst mellan årsklasserna är minst för männen och störst för de kvinnliga biomedicinska analyti- kerna. Det beror till stor del på att variationen i arbetstid är mycket större för kvinnor än för män och större för äldre än för yngre genera- tioners kvinnor.

Figur 8.10 Genomsnittlig realinkomstutveckling i procent per år Fån 25 till 64 års ålder för olika yrken och årsklasser

3,5

3,0 _ Aj El BMA ! mor ssk_kv EJ ssk_män

2,5

2,0

1.5

0,0

1938-40 1941 -45 1946-50 1951-55 1956—60 Total

BMA = biomedicinska analytiker, mor = barnmorskor, ssk = sjuksköterskor.

8.8 Pensionsberäkningarna och resultaten

Pensionerna i det nya systemet för mellangenerationen och för efter- följande generationer har vi beräknat enligt de regler som var kända före den 30 oktober 1997. Vi har använt uppgifter från Riksförsäk- ringsverket om inkomstindex, delningstal och arvsvinster. Kvinnor födda 1938—1955 tilldelar vi en fiktiv bamårsinkomst mellan 24 och 31 års ålder och de som är födda 1956 och senare mellan 26 och 33 års ålder. De antas med andra ord få två barn med fyra års mellanrum. Vi bortser från att studier och värnplikt föreslås vara pensionsgrund- ande. Den genomsnittliga reala fondavkastningen antar vi vara 1,5 procent per år. Avkastningen på det fiktiva sparandet är lika med för- ändringen i genomsnittlig pensionsgrundande inkomst per person (inkomstindex), i princip den allmänna reallönetillväxten. För förflu— ten tid gäller faktiska värden, därefter Riksförsäkringsverkets prognos för respektive år. I genomsnitt har tillväxten i pensionsgrundande in- komst per person varit 1,2 procent per år räknat från år 1960. Från år 2000 antas den vara 2 procent per år i genomsnitt (Riksförsäkringsver— kets referensaltemativ).

Resultaten redovisas i tre steg. Steg ett visar förändringen i den in- tjänade ATP-pensionen för kvinnor och män, steg två utfyllnaden från garantipensionen för kvinnor och män och steg tre förändringen i den samlade offentliga pensionen för kvinnor respektive män.

Förändringen i den inkomstrelaterade ATP

Förändringen i ATP åskådliggörs på två sätt. Tabell 8.4 visar pen- sionsstorleken i ATP med de nya reglerna, med de nuvarande reglerna samt kvoten mellan ATP enligt nya och nuvarande regler för varje yr- keskategori och olika årsklasser. Figur 8.11 visar kvoten mellan ATP enligt nya och nuvarande regler för varje yrkeskategori och födelseår.

Tabell 8. 4 Pensionsstorleken i A TP i nya och nuvarande A TP samt kvoten mellan dem i varje yrkesgrupp och olika årsklasser. Antal basbelopp.

1932—37 1938—40 1941—45 1946—50 1951—55 1956—60

Biomed. analytiker kvinnor Nuvarande ATP 2,31 2,44 2,61 2,62 2,63 2,72 Nya ATP 2,31 3,13 3,25 3,33 3,45 3,70 Kvoten mellan nya och 1,00 1,28 1,25 1,27 1,31 1,36 nuvarande ATP Barnmorskor kvinnor Nuvarande ATP 2,49 2,62 2,71 2,75 2,76 2,78 Nya ATP 2,49 3,30 3,30 3,39 3,56 3,79 Kvoten mellan nya och 1,00 1,26 1,22 1,23 1,29 1,36 nuvarande ATP Sjuksköterskor kvinnor Nuvarande ATP 2,48 2,64 2,74 2,79 2,82 2,89 Nya ATP 2,48 3,32 3,34 3,43 3,62 3,92 Kvoten mellan nya och 1,00 1,26 1,22 1,23 1,28 1,36 nuvarande ATP Sjuksköterskor män Nuvarande ATP 3,09 3,18 3,28 3,32 3,41 3,51 Nya ATP 3,09 3,85 3,87 3,93 4,15 4,49 Kvoten mellan nya och 1,00 1,21 1,18 1,18 1,22 1,28 nuvarande ATP

Figur 8.11 Kvoten mellan ATP i det nya och det nuvarande systemet för kvinnliga biomedicinska analytiker, kvinnliga barnmorskor, kvinnliga sjuksköterskor och manliga sjuksköterskor födda 1932—1960

1.50

1.40 -

1,30 -

O.90-l—+ —+—1 å—h—OirU—F—O—t—t—d—l-P - __..e—v— 3233343538373839404142434445464748495051525354555557585960

Pensionen från den nya ATP är större för alla kategorier i undersök- ningen. För alla som berörs av de nya reglerna är kvoten mellan nya och nuvarande ATP större än ett, vilket är detsamma som att ATP är större med de nya reglerna. Det är naturligt eftersom det första intjä- nade basbeloppet inte är pensionsgrundande i nuvarande ATP, men är det i det nya systemet. Ökningen är emellertid inte jämnt fördelad. Kvoten mellan nya och nuvarande ATP minskar från en generation till nästa för de generationer som är födda i slutet av 193 0-talet och första hälften av 1940—talet, men ökar från en generation till nästa för de som är födda under senare hälften av 1940-talet och därefter. Till en viss del kan den fallande kvoten förklaras av att flera i den äldre genera- tionen kan utnyttja den särskilda garantiregeln i det reformerade sys- temet och på så sätt får en högre ATP än annars.

Kvoten mellan nya och nuvarande ATP är störst för de lägre betal- da kvinnliga biomedicinska analytikerna och minst för de högre be- talda manliga sjuksköterskorna. De kvinnliga biomedicinska analyti- ker som är födda 1946—50 har en ATP i det nya systemet som i ge- nomsnitt är 27 procent högre än vad den är med nuvarande regler. De lika gamla bammorskomas ATP är i genomsnitt 23 procent högre, de kvinnliga sjuksköterskomas också 23 procent högre och de manliga sjuksköterskomas 18 procent högre. De kvinnliga biomedicinska ana- lytiker som är födda 1951—55 har en ATP i det nya systemet som i ge- nomsnitt är 31 procent högre än vad den är med nuvarande regler. De lika gamla bammorskomas ATP är i genomsnitt 29 procent högre och

de kvinnliga sjuksköterskomas 28 procent högre. De manliga sjuk- sköterskorna i samma åldrar får minst förändring. Deras ATP ökar i genomsnitt med 22 procent med de nya reglerna.

Att kvinnornas ATP ökar relativt mer än männens är delvis en följd av att det första basbeloppet inte är pensionsgrundande i nuva- rande ATP men är det i den nya ATP. Det innebär en relativt större förändring för kvinnorna eftersom deras inkomster är lägre än män- nens. Men den relativt sett större ökningen för kvinnor kan också vara en följd av att nuvarande lS-årsregel är gynnsammare för dem som har sina pensionsgrundande inkomster ojämnt fördelade över livscy- keln än för dem vars inkomster är mera jämnt fördelade. Om männen drar större nytta av 15 —årsregeln (de har en brantare inkomstprofil) än vad kvinnorna gör, så minskar detta avståndet till kvinnornas ATP i det nya systemet. Därtill kommer att vår studie antar relativt många barnår (8 är per kvinna). Det minskar avståndet till männens ATP i det nya systemet.

Uth/llnaden från garantipensionen

Enligt reglerna i det nya systemet får enbart de vars inkomstgrundan- de pension är mindre än 3 basbelopp ett offentligt nettotillskott till sin ATP. Tillskottet är störst för de som har de allra lägsta pensionerna för att sedan avta med stigande ATP. I studien beräknas 21,1 procent av de biomedicinska analytikerna, 18,4 procent av bammorskoma, 21,8 procent av de kvinnliga sjuksköterskor och 3,4 procent av de manliga sjuksköterskorna få ett offentligt nettotillskott från garanti- pensionen. Utfyllnaden från garantipensionen framgår av tabell 8.5 som visar ATP, garantipension och samlad offentlig pension i det nya pensionsystemet för varje yrkesgrupp och olika årsklasser. De skatta- de inkomsterna är högre för yngre än för äldre generationer varför ut- fyllnaden från garantipensionen är mindre för yngre än för äldre gene- rationer. Den är större för kvinnor än för män eftersom kvinnors in- komster är lägre än mäns. Till en del skulle skillnaden i garantipen- sion kunna bero på att många män har kunnat utnyttja den särskilda garantiregeln vars tillskott inte behöver vara större än den garantipen— sion de annars skulle ha haft. Utfyllnaden är störst för dem som har de lägsta ATP-värdena, vilka är de kvinnliga biomedicinska analytikerna. Störst utfyllnad får kvinnliga biomedicinska analytiker födda 1938— 40. De får en utfyllnad på i genomsnitt 0,08 basbelopp per år. Utfyll- naden är i det närmaste noll för dem som har de högsta ATP-värdena, dvs. de manliga sjuksköterskorna.

Tabell 8.5 Uth/llnad från garantipensionen i det nya pensionssystemet för varje yrkesgrupp och olika årsklasser. Antal basbelopp.

1938—40 1941—45 1946—50 1951—55 1956-60

Biomed. analytiker kvinnor

ATP 3,13 3,25 3,33 3,45 3,70 Garantipension 0,08 0,06 0,04 0,04 0,04 Samlad offentlig pension 3,21 3,31 3,37 3,49 3,74 Kvoten mellan samlad 1,03 1,02 1,01 1,01 1,01 offentlig pension och ATP Barnmorskor kvinnor ATP 3,30 3,30 3,39 3,56 3,79 Garantipension 0,04 0,05 0,05 0,04 0,03 Samlad offentlig pension 3,34 3,35 3,44 3,60 3,82 Kvoten mellan samlad 1,01 1,01 1,01 1,01 1,01 offentlig pension och ATP Sjuksköterskor kvinnor ATP 3,32 3,34 3,43 3,62 3,92 Garantipension 0,06 0,05 0,04 0,03 0,03 Samlad offentlig pension 3,38 3,39 3,47 3,65 3,95 Kvoten mellan samlad 1,02 1,01 1,01 1,01 1,01 offentlig pension och ATP Sjuksköterskor män ATP 3,85 3,87 3,93 4,15 4,49 Garantipension 0,01 0,00 0,00 0,01 0,02 Samlad offentlig pension 3,86 3,87 3,93 4,16 4,51 Kvoten mellan samlad 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 offentlig gnsion och ATP

Den samlade ofentliga pensionen

Den samlade offentliga pensionen, som är summan av folkpension, pensionstillskott och ATP i nuvarande system och summan av ATP och garantipension i det nya systemet, åskådliggör vi på två sätt. För det första visar vi i tabell 8.6 den samlade offentliga pensionen i det nya och nuvarande pensionssystemet samt kvoten mellan dem för varje yrkeskategori och olika årsklasser. För det andra visar vi i figur 8.12 kvoten mellan samlad offentlig pension i det nya och nuvarande systemet för varje yrkeskategori och födelseår.

Tabell 8. 6 Samlad ojfentlig pension i det nya och nuvarande (gamla) systemet samt kvoten mellan dem. Antal basbelopp.

Födelseår 1932—37 1938—40 1941-45 1946—50 1951-55 1956—60 Biomed. analytiker kvinnor

Samlad offentlig pension. 3,19 3,32 3,49 3,50 3,51 3,61 Nuvarande system Samlad offentlig pension. 3,19 3,21 3,31 3,38 3,49 3,74 Nya systemet Kvoten mellan samlad 1,00 0,97 0,95 0,97 0,99 1,04 offentlig pension i det nya och nuvarande systemet Barnmorskor kvinnor

Samlad offentlig pension. 3,37 3,51 3,59 3,63 3,64 3,66 Nuvarande system Samlad offentlig pension. 3,37 3,34 3,35 3,44 3,60 3,82 Nya systemet Kvoten mellan samlad 1,00 0,95 0,93 0,95 0,99 1,04 offentlig pension i det nya och nuvarande systemet Sjuksköterskor kvinnor

Samlad offentlig pension. 3,36 3,52 3,63 3,67 3,70 3,77 Nuvarande system Samlad offentlig pension. 3,36 3,38 3,39 3,47 3,65 3,95 Nya systemet Kvoten mellan samlad 1,00 0,96 0,93 0,95 0,99 1,05 offentlig pension i det nya och nuvarande systemet Sjuksköterskor män

Samlad offentlig pension. 3,94 4,03 4,13 4,17 4,26 4,36 Nuvarande system Samlad offentlig pension. 3,94 3,86 3,87 3,93 4,16 4,51 Nya systemet Kvoten mellan samlad 1,00 0,96 0,94 0,94 0,98 1,03 offentlig pension i det nya och nuvarande systemet

Figur 8.12 Kvoten mellan samlad Ojj'entlig pension i det nya och nuvarande systemet för kvinnliga biomedicinska analytiker, kvinnliga barnmorskor, kvinnliga sjuksköterskor och manliga sjuk— sköterskor födda 1932—1960

0,90 , 3233343536373639404142434445464748495051525354555657585960

Den samlade offentliga pensionen blir i genomsnitt lägre i det nya systemet jämfört med i det nuvarande för de i undersökningen som är födda på 1930-, 1940- och första hälften av 1950-talet. För dessa ge- nerationer är kvoten mellan samlad offentlig pension i det nya och nuvarande systemet mindre än ett. Den ligger mellan 0,93 och 0,99. Här ingår värdet av retroaktiva arvsvinster vilket enligt förslag från 30 oktober 1997 inte ska ingå i det framtida systemet. Pensionsbehåll- ningen för de som avlider i förtid ska enligt det förslaget tillfalla res- ten av kollektivet först från och med år 1999. Nivåerna enligt det nya förslaget skulle därför bli lägre. Att kvoten blir mindre än ett beror delvis på vårt antagande om oförändrade livslöner. Men blir tillväxten under 2 procent framöver måste avgiftssatsen i nuvarande system hö- jas för att klara pensionsutfästelsema. Det blir då mindre över till löntagarnas löner och pensionerna enligt nuvarande regler blir då lägre än i våra beräkningar. För de som är födda omkring 1955 och senare är i våra beräkningar kvoten större än ett. De som är födda 1956—60 får en pension från det nya systemet som är 3—5 procent högre än med nuvarande regler.

För de som är födda i slutet av 1930-talet och under första hälften av 1940-talet är kvoten inte entydigt högre för kvinnorna än för män- nen. Att kvoten för några få årsklasser är något högre för männen än för kvinnorna kan till viss del bero på att männen i större utsträckning än kvinnorna i dessa årsklasser kan dra fördel av den särskilda garan-

tiregeln i det nya systemet. Det kan också bero på att det gamla sys- temet är fördelaktigare för kvinnor än för män i dessa årsklasser.

För de som är födda under senare hälften av 1940-talet och därefter är kvoten genomgående högre för kvinnorna än för männen. Det beror bl.a. på att vi gjort ett relativt generöst antagande om bamår. Det kan även bero på att det gamla systemet är fördelaktigare för män än för kvinnor i dessa årsklasser. Men skillnaderna mellan kvinnor och män är inte stora. Till exempel får de kvinnor i studien som är födda 1941— 45 en samlad offentlig pension i det nya systemet som är 5—7 procent lägre än med nuvarande regler. Männen i samma åldrar får en samlad offentlig pension som är 6 procent lägre med de nya reglerna. Kvinnor födda 1946—50 får en samlad offentlig pension i det nya systemet som är 3—5 procent lägre under det att männens är 6 procent lägre. De kvinnor som är födda 1956—60 får en samlad offentlig pension i det nya systemet som är 4—5 procent högre än med nuvarande regler, me- dan männen i samma åldrar får en pension som är 3 procent högre.

Alla våra beräkningar rör bruttopensionen, dvs. pensionen före skatt. Men i det nya systemet är nuvarande skatteförrnån borttagen. Det betyder att om vi skulle jämföra kvoten mellan samlad offentlig nettopension i det nya och nuvarande systemet, så skulle kvoten bli lägre än vad den är i våra beräkningar.

8.9 Summering

Vi har här redogjort för två olika studier om pensioner. Den första av- ser att svara på frågan om hur det gamla och det nya pensionssystemet omfördelar inkomster mellan kvinnor och män. Den andra avser att besvara frågan hur pensionsnivåema förändras för kvinnor respektive män när pensionssystemet ändras. Den första studien har data från ett (litet) representativt urval kvinnor och män födda på 1940-talet, den andra är en totalundersökning på en utvald (stor) grupp, Vårdförbun- det. Individernas framtida inkomster har skattats på ett mer sofistike- rat sätt i den senare studien.

15- och 30—årsregeln i nuvarande ATP medför inga systematiska omfördelningar vare sig från höginkomsttagare till låginkomsttagare eller från män till kvinnor, men däremot från dem som har en jämn inkomstprofil och arbetar under många år till dem som har en ojämn inkomstutveckling och arbetar förhållandevis få år. Takregeln i nuva- rande ATP omfördelar från dem som har inkomster över 7,5 basbe- lopp till dem som har inkomster under 7,5 basbelopp. Det faktum att kvinnor i genomsnitt lever längre än män och därför får pension i fler år än män innebär omfördelningar från män till kvinnor. Folkpensio- nen omfördelar från höginkomsttagare till låginkomsttagare. Effek-

tema av reglerna har undersökts för kvinnor och män födda 1944— 1950. Det visar sig att ATP-reglema sammantagna (15-årsregeln, 30- årsregeln, takregeln och att kvinnor får pension i fler år än män) är mindre fördelaktiga för gruppen kvinnor än för gruppen män. I de stu- derade årsklasserna är det de lågt kvalificerade arbetarkvinnoma som är minst gynnade av nuvarande ATP—regler. När även folkpensionen och pensionstillskottet inkluderas — dvs. i det samlade offentliga pen- sionssystemet — sker dock omfördelningar från män till kvinnor.

Den nya ATP är i princip avgiftsbestämd. En avgiftsbestämd pen— sion omfördelar per definition inga inkomster. I den nya ATP finns några undantag. Bamårsrätten innebär i praktiken en subvention till kvinnor och pensionsrätten under värnpliktsperioden en subvention, fast betydligt mindre sådan, till män. Delningstalet är lika för män och kvinnor vilket medför omfördelningar från män till kvinnor. Den sär- skilda garantiregeln för mellangenerationen i det nya pensionssyste- met kan förväntas gynna män mer än kvinnor. Garantipensionen om- fördelar från höginkomsttagare till låginkomsttagare och därmed från män till kvinnor. 1 det nya samlade offentliga pensionssystemet (gar- antipensionen och den inkomstrelaterade pensionen) dominerar de regler som gynnar kvinnor relativt män över de regler som gynnar män relativt kvinnor. Både det gamla och det nya samlade offentliga pensionssystemet omfördelar således inkomster från män till kvinnor. Det är svaret på vår första fråga.

Svaret på vår andra fråga om hur pensionsnivåema förändras är att den samlade offentliga pensionen blir lägre med de nya än med de nu- varande reglerna för fiera årsklasser av Vårdförbundets medlemmar. De nya pensionerna blir i genomsnitt 1—7 procent lägre för dem som är födda på 1930-, 1940- och första hälften av 1950-talet. Att den samlade offentliga pensionen blir lägre med de nya reglerna innebär att subventionen är mindre än vad den är i nuvarande system. Den re- lativa försämringen är i de flesta fall något större för männen än för kvinnorna, men i ett fåtal årsklasser är det tvärtom. Det senare kan till viss del bero på den särskilda garantiregeln. Det kan också bero på att nuvarande 15- och 30-årsrege1 är fördelaktigare för kvinnorna i Vård- förbundet än för männen i just dessa årsklasser. Så förhåller det sig om kvinnorna har ett arbetsmarknadsmönster som ger dem en pension som är högre i förhållande till livslönen än vad som gäller för män. Kvinnliga biomedicinska analytiker, som är de lägst betalda av samt— liga yrkesgrupper i studien, har minst försämring av alla. Det tyder på att dessa lågavlönade kvinnor är minst gynnade av nuvarande 15- och 30-årsregel, — beroende på att de har en svag realinkomstutveckling över tiden.

De nya pensionerna blir högre än de gamla för dem som är födda under senare hälften av 1950-talet och högre för kvinnorna i Vårdför- bundet än för männen. Till viss del beror det på bamårsrätten som är en subvention till kvinnorna i det nya systemet. Men det kan även bero på att i dessa årsklasser är den nuvarande 15- och 30—årsregeln genomgående fördelaktigare för Vårdförbundets män än för dess kvinnor.

8.10 Efterskrift

Genomförandegruppen för det nya pensionssystemet föreslog den 30 oktober 1997 i två promemorior (Ds 1997:66 och Ds 1997:67) vissa förändringar i den tidigare föreslagna utformningen av det nya pen- sionssystemet. Garantipensionen föreslås nu är 1997 ligga på en något högre nivå och beräknas på ett sätt som ger lägre marginaleffekter än ursprungsförslaget. Detta kan vara fördelaktigare för kvinnor än för män. Arvsvinster ska inte tilldelas för retroaktiv tid, vilket ger lägre pensioner jämfört med ursprungsförslaget, men förändringen har samma konsekvenser för kvinnor som för män. De föreslagna regel— ändringarna förändrar således inte huvudslutsatsen i vår studie, att det nya pensionssystemet inte är mer ofördelaktigt eller mindre fördelak- tigt för kvinnor än för män.

Appendix. Skattad funktionsforrn för uppräkning av framtida årsinkomster

Metoden bygger på att vi — via QLS-regression — sökt hitta den funk- tion som bäst förklarar den aggregerade livsinkomstutvecklingen för varje kohort för var och en av de fyra yrkesgruppema. Den bästa an— passningen hade en Mincerinspirerad (Mincer 1974) logistisk funktion enligt ekvation 1 nedan:

(ekv.1) ln[ pp/(600—pp)] = -5,10 + 1,57 ln(arbår)

där: pp = 100-dels ATP-poäng; arbår = antal arbetsår efter 15 år (dvs arbår=1 vid 16 års ålder, =2 vid 17 års ålder etc); 600 = övre gräns i 100-dels pensionspoäng som nästan kan

uppnås för det aggregerade genomsnittet; (R2(adj) = 0,87; t—värde = —18,9 respektive = 17,7).

Vi vill tacka Jan Selén, SOFI, som gett värdefulla synpunkter på hur vi skulle skatta de individuella livslönerna, Anders Persson, SPSS, som bistått oss när vi haft problem med programmeringen, Gudrun Ehnsson, Genomförandegruppen, som har läst och kommenterat tidigare versioner samt Nils Holmgren och Arne Pålsson, båda RFV, som svarat på frågor om regelkonstruktionen.

Litteraturförteckning

Ds 1997:66, Garantipension och samordningsfrågor m m., Socialdepartementet.

Ds 1997:67, Inkomstgrundad ålderspension — finansiella frågor m.m., Socialdepartementet. Holmlund, Bertil (1995) ”Finansieringsalternativ för sjuk- och arbetsskadeförsäk- ringen”, i SOU l995r59, Ohälsoförsäkring och samhällsekonomi. Stockholm: Fritzes.

Lagen om allmän försäkring, Riksförsäkringsverket. Mincer, Jacob (1974) Schooling, Experience and Earnings. New York: Columbia University Press/NBER. Proposition 1993/19941250, Reformering av det allmänna pensionssystemet. RFV redovisar 199723, Reformerat pensionssystem — utfall för individer.

SOU 1994z20—22, Reformeratpensionssystem. Stockholm: Fritzes. Ståhlberg, Ann-Charlotte ( 1 990) ”ATP-systemet från fördelningspolitisk synpunkt” i Allmän pension, SOU 1990:78. Stockholm: Allmänna förlaget. Ståhlberg, Ann-Charlotte (l994) Reformerat pensionssystem. Kvinnors ATP och avtalspension, SOU 1994:22. Stockholm: Fritzes. Ståhlberg, Ann-Charlotte & Tegle, Stig (1997) ”Kvinnors och mäns avtalspensioner”, kapitel 9 i denna volym.

Kvinnors och mäns avtalspensioner

ANN-CHARLOTTE STÅHLBERG & STIG TEGLE

9.1 Inledning

I detta kapitel analyseras avtalspensionema ur jämställdhetssynpunkt. Vi ställer frågan om reglerna i de olika avtalspensionssystemen är mindre fördelaktiga för kvinnor än för män.

Utöver folkpension, pensionstillskott och ATP får de allra flesta även pension från sin avtalsförsäkring när de ålderspensioneras. Av- talsförsäkringar är avtal om försäkringar som träffats av de centrala arbetsmarknadsorganisationema. Sådana försäkringar finns på hela den svenska arbetsmarknaden. Det finns huvudsakligen fyra stora avtalspensionssystem. Dessa är ITP för privatanställda tjänstemän, ett avtal för privatanställda arbetare (fram till 1996 förkortat STP), av- talspension för statligt anställda och avtalspension för anställda i kommuner och landsting. Avtalspensionen kompletterar ersättningen från folkpensionen och ATP, dels genom att höja ersättningsnivån, dels genom att kompensera för inkomstbortfall över den inkomstnivå som ATP kompenserar för.

I kapitlet Den nuvarande och den nya ålderspensionen — hur om- fördelar dessa mellan kvinnor och män? tidigare i denna volym har vi skattat individuella livslöner för ca 75 000 medlemmar i Vårdförbun- det. Dessa skattade livslöner har vi också utnyttjat i detta kapitel för att studera avtalspensionema för kvinnor och män. Det gör vi på två sätt, för det första genom att beräkna och jämföra avtalspensionema enligt avtalet för kommunal- och landstingsanställda för databasens kvinnor och män, för det andra genom att simulera pensionsstorleken för kvinnor respektive män när de ersätts enligt de olika regler som gäller i ITP, STP, det statliga pensionsavtalet och pensionsavtalet för kommunal- och landstingsanställda. Med STP avses i studien den re-

gelkonstruktion som gällde före det nya pensionsavtalet 1996 på LO— SAF-området.

Det närmast följande avsnittet ger en allmän beskrivning av olika avtalspensioner. I det därpå följande avsnittet beskriver vi de skattade avtalspensionema för kvinnor och män i undersökningen. I det fjärde avsnittet belyser vi hur graden av kompensation kan skilja sig mellan kvinnor och män när avtalspensionen beräknas enligt de fyra olika re- gelsystemen. Kapitlet avslutas med slutsatser.

9.2 Fyra avtalspensionssystem

De fyra avtalspensionssystemen liknar i sina huvuddrag varandra, men är i övrigt konstruerade med avseende på de förutsättningar som gäller på de olika avtalsområdena. De har också många gemensamma drag med den allmänna pensionen. De är obligatoriska för dem som tillhör avtalsområdet. De är huvudsakligen förmånsbestämda. Med att pensionen är förrnånsbestämd menas att förmånsnivån i systemet (t.ex. en viss procent av slutlönen) fastställs i förväg och sedan anpas— sas storleken på avgiftsinbetalningarna till förmånsnivån. Alternativet till förmånsbestämda system är avgiftsbestämda system. 1 det fallet är den exakta förmånen inte fastställd. I stället fastställs avgiften och pensionsnivån anpassas därefter. I det föreslagna reformerade ATP är pensionen avgiftsbestämd. Det avtalspensionssystem som ersätter STP från och med år 1996 är avgiftsbestämt. Det finns också mindre inslag av avgiftsbestämd natur i andra avtalspensioner, t.ex. ITPK i ITP-planen och den s.k. Kåpan på det statliga området.1 I pågående avtalsdiskussioner på det privata tjänstemannaområdet och på det kommunala området driver arbetsgivarsidan linjen att en stor del av pensionen ska vara avgiftsbestämd. De olika avtalspensionema är samordnade så att intjänad kvalifikationstid inte förloras vid byte av anställning.

Avtalspensionema är individrelaterade och inkomstrelaterade och kommer därför att spegla de skillnader i förvärvsinkomster som finns mellan kvinnor och män. Reglerna är formellt lika för kvinnor och män inom respektive avtalssystem. Men i praktiken kan de ändå ha olika konsekvenser för kvinnor och män av två skäl. För det första skiljer sig reglerna åt mellan olika avtalssystem, vilket får olika följ- der för kvinnor och män som grupp, om kvinnor och män inte är jämnt fördelade mellan avtalsområdena. För det andra kan lika regler ha olika konsekvenser för kvinnor och män därför att deras arbets- marknadsmönster (förvärvsavbrott, tid i arbete, löneutveckling och liknande) är olika.

] Utöver den vanliga ålderspensionen i ITP finns den kompletterande ålderspensionen ITPK. Kåpan är motsvarande på det statliga området. De ger båda några procents till- skott till pensionen.

Intjänandetid

Avtalspension kan tjänas in från och med 28 års ålder. Det krävs i princip 30 intjänandeår (eller 360 månader) för att få full pension. Har en person färre intjänandeår än 30 reduceras pensionen i proportion till den tid som saknas. Vad som krävs för ett intjänandeår varierar. Det krävs dock deltidstjänst på minst 16 timmar per vecka för att få ett helt intjänandeår i alla systemen. Jämfört med det nuvarande of- fentliga ATP är avtalssystemens regler för hur ett intjänandeår beräk- nas mindre generösa. Intjänandeperioden är också generösare i ATP än i avtalssystemen eftersom ATP kan börja tjänas in redan från 16 års ålder, men avtalspension först från 28 års ålder. Före det pen- sionsavtal för statligt anställda som trädde i kraft år 1992 kunde även den statliga avtalspensionen tjänas in tidigare, nämligen från 20 års ålder. I ITP och det statliga pensionssystemet är övertidsersättning inte pensionsgrundande. Deltidsanställning som kompletteras med övertid upp till full tjänstgöring ger därför sämre avtalspension än en heltidsanställning med en lika stor årsinkomst.

Kompensationen

Avtalspensionemas nivå bestäms av lönen under året/åren närmast före pensioneringen. ITP beräknas i princip på slutlönen, de statliga och kommunala avtalspensionema beräknas på de fem respektive sju sista årslönema och STP bestäms av lönen mellan 55 och 59 års ålder. Den lön som pensionen beräknas på kallas pensionslön. I ITP, STP och den statliga avtalspensionen är avtalspensionen 10 procent på den lön som pensionen beräknas på så länge lönen inte överstiger 7,5 bas- belopp. ITP, den statliga avtalspensionen och avtalspensionen för an- ställda i kommuner och landsting ger dessutom kompensation för lö- nedelar över 7,5 basbelopp. (Det gör också den avgiftsbestämda av- talspension som ersätter STP.) På den del av lönen som överstiger 7,5 men inte 20 basbelopp är ITP och den statliga avtalspensionen 65 procent och på den del som överstiger 20 men inte 30 basbelopp är kompensationen 32,5 procent. Den kommunala avtalspensionen är bruttosamordnad med ATP och folkpension. Bruttosamordning inne— bär att avtalsförsäkringen garanterar en viss nivå på den samlade pen— sionen i förhållande till tidigare inkomst. Den garanterade nivån är olika stor i olika inkomstintervall och är högst för de allra lägsta in- komsterna. Om ersättningen från ATP och folkpension (inklusive pensionstillskott) inte ger den garanterade nivån så fyller avtalsförsäk- ringen på upp till denna nivå. Det är mellanskillnaden mellan garante- rad pension och lagfäst pension som kommunerna och landstingen betalar ut och som utgör den kommunala kompletteringspensionen.

Det generösa taket i avtalssystemen kommer männen till del mer än kvinnorna. Betydligt fler män än kvinnor har inkomster över ATP- taket. Av alla förvärvsarbetande män hade 17,9 procent en årsinkomst år 1995 som var större än 7,5 basbelopp. Av kvinnorna var det 3,7 procent (Riksförsäkringsverket, 1997). När kvinnor ersätts för in- komstbortfall från avtalsförsäkringama får de därför i genomsnitt en lägre andel av inkomstbortfallet kompenserat än vad mån får (se även Ståhlberg, 1994).

Pensionsåldern är normalt 65 år. Men för de befattningar i kom- muner och landsting där Kommunalarbetarförbundets kollektivavtal gäller är pensionsåldern lägre, 63 är (ibland 62 och 61 år) och med- lemmar i Vårdförbundet som är födda 1938 eller tidigare går i pen- sion vid 63—65 års ålder.

Pensionsreglema sammanfattas i tabell 9.1.

Tabell 9.1 En beskrivning av hur pensionslön och hel pension bestäms i STP (tidigare gällande regler), ITP, för statligt anställda och för anställda i kommuner och landsting.

STP (tidigare ITP Avtalspension för Avtalspension för gällande regler) statligt anställda anställda i kommun och landsting

Pensionslön Medelvärdet av de Slutlönen (men det Medelvärdet av de Medelvärdet av de tre högsta årslönema finns särskilda regler fem sista årslönema fem högsta årslöner- mellan 55 och 59 års för hurstora löne na bland de sju som ålder. Inkomster som ökningar som ska få närmast föregår året är större än 7,5 bas— lov att ingå i pen- före pensioneringen belopp ärinte pen- sionslönen för de sionsgrundande som har få är kvar till pensionsåldern)

Pensionsstorlek 10 procent av pen- 10 procent på Iöne- 10 procent på löne- Pensionen är brutto-

sionslönen. delar upp till 7,5 bas- delar upp till 7,5 bas— samordnad med

belopp, 65 procent belopp, 65 procent folkpension och ATP. på lönedelar mellan på lönedelar mellan Avtalspensionen 7,5 och 20 basbe- 7,5 och 20 basbe— garanterar en viss lopp, 32,5 procent på lopp, 32,5 procent på bruttonivå Den lönedelar mellan 20 lönedelar mellan 20 garanterade nivån i och 30 basbelopp. och 30 basbelopp. procent av pensions- lTPK som är Kåpan som är lönen är olika stor i avgiftsbestämd avgiftsbestämd olika löneintervall. tillkommer. tillkommer. Den är större för små löner än för stora. Bruttopensionen uppgår i genomsnitt till 70-75 procent av pensionslönen.

9.3 De skattade avtalspensionema i Vårdförbundet

Samma modell som ligger bakom skattningama i vårt tidigare kapitel (kapitel 8) i denna volym har använts för att studera avtalspensionema för kvinnor och män. Databasen är ca 75 000 medlemmar i Vårdför- bundet uppdelade på kvinnliga biomedicinska analytiker,2 kvinnliga barnmorskor, kvinnliga sjuksköterskor och manliga sjuksköterskor. Databasen har efter samköming med Riksförsäkringsverkets pen- sionspoängdatabas uppgifter om individuella arbetsinkomster (egent- ligen ATP-poäng) för vart och ett av åren 1960—1994. Männens löne- utveckling visar i genomsnitt upp samma avvikande mönster gente- mot kvinnornas löneutveckling som gäller för genomsnittet av samtli- ga förvärvsarbetande män och kvinnor, dvs. männen har en betydligt brantare löneprofil än kvinnorna. Kvinnorna i materialet har å sin sida ett mycket traditionellt kvinnligt arbetsmarknadsmönster med deltids- arbete och förvärvsavbrott under småbarnsåren.

Inkomsterna efter 1994 har skattats med extrapolering (för en be- skrivning se kapitel 8 i denna volym). På basis av varje individs fak- tiska och skattade arbetsinkomster har sedan kompletteringspensionen enligt pensionsavtalet för arbetstagare i kommuner och landsting be- räknats för varje individ. Vi har antagit att pensionsåldern är 65 år för alla och att antalet intjänade år i avtalssystemet för en individ är det- samma som hans eller hennes antal intjänade år i ATP från och med 28 års ålder.

Huvudparten av Vårdförbundets medlemmar är anställda i kom- muner och landsting och får sin avtalspension enligt pensionsavtalet för arbetstagare hos kommuner och landsting. Vi vill här påpeka någ- ra egenskaper hos detta avtalspensionssystem:

1) Regelsystemet är sådant att den som har sina bästa inkomster de sista åren före pensioneringen får en större pension i förhållande till livslönen än den får som har samma livslön men sina bästa inkomstår tidigare i livet. 2) Pensionsavtalet för anställda i kommuner och landsting garante- rar en högre bruttonivå i procent av slutlönen för de lågavlönade än för de högavlönade. 3) Avtalspensionen ger pension även på de delar av lönen som är större än 7,5 basbelopp och som därför inte kompenseras i det offentliga pensionssystemet. Den första regeln gynnar de som har karriäryrken vilket många män har, men gynnar också de som efter en längre tid med deltids- tjänstgöring går över till heltidstjänst, vilket många kvinnor gör. Den andra regeln är fördelaktigare för låginkomsttagare än för högin-

2 Biomedicinska analytiker benämndes tidigare laboratorieassistenter.

komsttagare och kan därmed vara fördelaktigare för kvinnor än för män. Den tredje regeln är särskilt viktig för dem som har höga in- komster. Kompletteringspensionen är väsentligt högre på de delar av lönen som är större än 7,5 basbelopp än på de delar av lönen som lig- ger under 7,5 basbelopp, något som i första hand kommer män tillgo- do eftersom inkomster större än 7,5 basbelopp är vanligare bland män än bland kvinnor. I vårt material beräknas till exempel 37 procent av de manliga sjuksköterskorna som är födda åren 1951—1955 ha en slutlön på mer än 7,5 basbelopp, men bara 5 procent av de kvinnliga biomedicinska analytikerna. De manliga sjuksköterskorna har i ge- nomsnitt en annorlunda karriärutveckling med chefsbefattningar och liknande än vad de kvinnliga sjuksköterskorna har. I tabell 9.2 visas hur stor andel av de kvinnliga biomedicinska analytikerna, kvinnliga bammorskoma, kvinnliga och manliga sjuksköterskorna med olika födelseår som beräknas ha en slutlön som är större än 7,5 basbelopp. Andelen ökar med födelseåret för samtliga yrkesgrupper. Den är ge- nomgående lägst för de kvinnliga biomedicinska analytikerna och högst för de manliga sjuksköterskorna.

Tabell 9.2 Andel av kvinnliga biomedicinska analytiker, kvinnliga barn— morskor, kvinnliga sjuksköterskor och manliga sjuksköterskor födda 1932—1960 som har en slutlön som är större än 7,5 basbelopp. Procent.

Födelseår Biomedicinska Barnmorskor Sjuksköterskor Sjuksköterskor analytiker kvinnor kvinnor kvinnor män 1932—1936 0,0 1,1 1,3 1,9 1937-1940 2.5 5,3 4,6 12,0 1941-1945 3.1 5,7 6,9 18,8 1946—1950 3,7 7,0 8,4 26,5 1951—1955 4,9 8,9 12,3 37,0 1956—1960 10,2 14,6 19,2 55,8 Totalt 5,1 8,7 10,1 35,5

Avtalspensionen är en löneförrnån som inte redovisas i lönestatisti- ken. I de fall pensionssystemet är avgiftsbestämt är storleken på löne- förmånen känd även om den inte redovisas explicit. (Å andra sidan är den framtida pensionsstorleken obestämd.) Löneförmånen är i ett av- giftsbestämt system den procent på lönen som betalas till pensions- systemet. När procentsatsen är densamma för alla inom ett avtalsom- råde är också löneförrnånen i procent av penninglönen lika stor för alla, kvinnor som mån (om vi bortser från eventuella skillnader i skat- teförmån på grund av skillnader i individernas marginalskattesatser). När pensionen inte är avgiftsbestämd utan förrnånsbestämd (som den är i ITP, STP, det statliga och det kommunala pensionsavtalet) och

beräknas först på årslönema åren närmast före pensioneringen kan storleken på löneförmånen inte enkelt fastställas när den intjänas utan först i efterhand när personen har gått i pension. Ett alternativt sätt att bestämma löneförmånen är att med utgångspunkt i en skattad löneut- veckling beräkna avtalspensionen och dess andel av den pensions- grundande livslönen. Vi har dock valt en enklare och grövre metod. I stället för att relatera avtalskompletteringen till livslönen har vi relate- rat den till individens samlade pensionsskydd från folkpension, pen- sionstillskott, ATP och avtalspension. Hur stor del har avtalspensio- nen i det totala pensionsskyddet? Är avtalspensionens andel större för män än för kvinnor?

1 tabell 9.3 har vi beräknat pensionslönen (som är den lön pensio- nen beräknas på enligt tabell l), kompletteringspensionen och den of— fentliga pensionen för kvinnliga biomedicinska analytiker, kvinnliga

barnmorskor, kvinnliga sjuksköterskor och manliga sjuksköterskor födda 1932—1960.

Tabell 9.3 Pensionslönen, avtalspensionen (kompletteringspensionen) och den offentliga pensionen för kvinnliga biomedicinska analytiker, kvinnliga barnmorskor, kvinnliga sjuksköterskor och manliga sjuksköterskor födda 1932—1960. Antal basbelopp.

Biomedicinska Barnmorskor Sjuksköterskor Sjuksköterskor analytiker kvinnor kvinnor kvinnor män Födda P A 0 AIP P A 0 AIP P A 0 AIP P A 0 AIP

är ___—___— 1932—37 5,00 0,30 3,19 0,06 5,25 0,38 3,37 0,07 5,22 0,36 3,36 0.07 5,98 0,40 3,94 0,07 1938—40 5,11 0,33 3,32 0,06 5,35 0,39 3,51 0,07 5,37 0,37 3,52 0,07 6,23 0,47 4,03 0,08 1941—45 5,34 0,40 3,49 0,07 5,48 0,41 3,59 0,07 5,57 0,42 3,63 0,07 6,47 0,53 4,13 0,08 1946-50 5,39 0,45 3,50 0,08 5,60 0,46 3,63 0,08 5,70 0,48 3,67 0,08 6,73 0,65 4,17 0,10 1951—55 5,38 0,45 3,51 0,08 5,63 0,49 3,64 0,09 5,77 0,52 3,70 0,09 7,06 0,77 4,26 0,11 1956—60 5,61 0,51 3,61 0,09 5,72 0,53 3,66 0,09 5,98 0,58 3,77 0,10 7,49 0,96 4,36 0,13 Totalt 5,39 0,44 3,50 0,08 5,58 0,47 3,61 0,08 5,67 0,48 3,64 0,08 6,97 0,74 4,23 0,11

P = pensionslön A = avtalspension O = offentlig pension AIP = avtalspensionens andel av pensionslön.

Vi ser till exempel att kvinnliga biomedicinska analytiker födda 1946—1950 har en kompletteringspension som är 8 procent av pen- sionslönen, medan manliga sjuksköterskor i samma årsklasser har en kompletteringspension som är 10 procent av pensionslönen. Kvinnli- ga biomedicinska analytiker som är födda fem år senare, 1951—1955, har en kompletteringspension som också är 8 procent av pensionslö- nen, medan de manliga sjuksköterskomas kompletteringspension är 11 procent av pensionslönen.

I tabell 9.4 har vi beräknat kvoten mellan total pension och of- fentlig pension för kvinnliga biomedicinska analytiker, kvinnliga

barnmorskor, kvinnliga sjuksköterskor och manliga sjuksköterskor födda 1932—1960. Med total pension menas folkpension, pensionstill- skott, ATP och avtalspension.

Tabell 9.4 Kvoten mellan total pension och offentlig pension för medlemmar i Vårdförbundet

Födelseår Biomedicinska Barnmorskor Sjuksköterskor Sjuksköterskor analytiker kvinnor kvinnor kvinnor män 1932—1936 1,09 1,11 1,11 1,10 1937—1940 1,10 1,11 1,11 1,12 1941—1945 1,11 1,11 1,11 1,13 1946—1950 1,12 1,12 1,13 1,15 1951—1955 1,12 1,13 1,13 1,18 1956—1960 1,14 1,14 1,15 1,21 Totalt 1,12 1,12 1,13 1,17

Kvoten är högre för männen än för kvinnorna, utom för de allra äldsta årsklasserna. Den är större för de yngre generationerna än för de äldre, eftersom det är fler i de yngre årsklasserna som har årsin- komster över 7,5 basbelopp. Framför allt gäller det för männen. För de som är födda 1946—1950 ökar den kommunala kompletteringspen- sionen männens pension med 15 procent och kvinnornas med 12—13 procent. För de som är födda 1951—1955 ökar kompletteringspensio— nen männens pension med 18 procent och kvinnornas med 12—13 procent och för de som är födda 1956—1960 ökar den männens pen— sion med 21 procent och kvinnornas med 14—15 procent. Den löne- förrnån som avtalspensionen utgör är således större för männen än för kvinnorna. Men skillnaderna är mindre än vad värdena ovan visar. Kvinnor lever nämligen längre i genomsnitt än vad mån gör och där- för får de pension i fler är än män. Återstående livslängd vid 65 års ålder är enligt senast publicerade uppgifter från Statistiska centralby- rån 19,53 år för kvinnor och 15,84 år för män — en skillnad på 3,69 är. När vi tar hänsyn till detta är kompletteringspensionen fortfarande förmånligare för männen än för kvinnorna, men skillnaden är mindre. 1 det fall kompletteringspensionen ökar männens pension med 18 pro- cent och kvinnornas med 12 procent (gäller de som är födda 1951— 1955) är ökningen årligen 50 procent större för männen än för kvin- norna. Sett över samliga år som pensionär är ökningen drygt 20 pro- cent större för männen än för kvinnorna.

9.4 Skillnaderna mellan olika avtalssystem

För att belysa skillnaderna mellan de olika avtalssystemen har vi med utgångspunkt i de skattade livslönerna för Vårdförbundets medlem- mar simulerat pensionsstorleken enligt de olika regler som gäller i ITP, STP, för statligt anställda och för anställda i kommuner och landsting. Pensionsreglema på varje avtalsområde är emellertid fast- ställda mot bakgrund av den löneutveckling, det arbetskraftsdeltagan- de etc. som är det normala för området, varför tre av pensionssyste- men i våra simuleringar tillämpas på grupper som har en annan typ av löneutveckling m.m. än vad systemen är tänkta för. Om t.ex. STPs regler resulterar i en lägre pensionslön än pensionsreglema på det kommunala området så är det en följd av att studiens löntagare i ge— nomsnitt har en högre reallön mellan 57 och 63 års ålder än mellan 55 och 59 års ålder då löntagarna på LO-SAF-området förväntas ha sina bästa löner. Ett sådant resultat ska således inte tolkas som om STP ger lägre pensioner generellt sett.

Simuleringama förutsätter att varken kontantlönen eller arbets- marknadsmönstret påverkas av avtalspensionssystemets utformning. Det är förvisso ett orealistiskt antagande. Till exempel kan sämre pen- sionsförmåner medföra krav på höjda kontantlöner och på likartat sätt kan ändrade regler för vilka inkomstår som bestämmer pensionens storlek leda till anpassningar i arbetsmarknadsbeteendet. Simulering- ama kan trots detta belysa skillnaderna mellan de olika systemen och betydelsen av exakt hur regelsystemen utformats för utfallen. Därtill har vi antagit att pensionsåldern är 65 år för alla samt att antalet intjä- nade år i respektive avtalssystem är detsamma som individens antal intjänade år i ATP från och med 28 års ålder. De avgiftsbestämda till- läggen ITPK och Kåpan antar vi ge ett schablonmässigt tillskott till pensionen motsvarande 3 procent på pensionslönen.

Pensionslönen

Pensionslönen är den lön som pensionen beräknas på. Det har fram- gått att den bestäms på något olika sätt i de olika avtalssystemen. Det är inte samma inkomstår som utgör underlaget för pensionslönen i de fyra systemen. Frågan är om vissa avtalssystem ger ett förmånligare pensionsunderlag än andra. Skulle till exempel de kvinnliga biomedi- cinska analytikerna i vår studie få en högre pensionslön om den i stället för att beräknas efter de regler som gäller för avtalspensioner i kommuner och landsting beräknades efter de regler som gäller för tjänstemän i privat sektor? I figur 9.1—9.4 har pensionslönen simu- lerats för olika yrken och födelseår enligt de olika regler som gäller i ITP, STP, för statligt anställda och för anställda i kommuner och

landsting. Vi visar också pensionslönen i nuvarande ATP, vilken är lika med det genomsnittliga antalet ATP-poäng under de 15 bästa in- komståren.

Figur 9.1 Pensionslönen i STP, ITP, det statliga avtalssystemet (STA T), avtalssystemet i kommun och landsting (KOMM) samt iATP. Kvinnliga biomedicinska analytiker födda 1932—1960.

Basbelopp

Figur 9.2 Pensionslönen i STP, ITP, det statliga avtalssystemet (STA T), avtalssystemet i kommun och landsting (KOMM) samt i A TP. Kvinnliga barnmorskor födda 1932—1960.

Basbelopp

Födelseår

Figur 9.3 Pensionslönen i STP, ITP, det statliga avtalssystemet (STA Y), avtalssystemet i kommun och landsting (KOMM) samt iATP. Kvinnliga sjuksköterskor födda 1932—1960.

Basbelopp

32 35 så 4'14'4 47 s'o 53 56 så

Födelseår

Figur 9. 4 Pensionslönen i STP, ITP, det statliga avtalssystemet (STA I), avtalssystemet i kommun och landsting (KOMM) samt iATP. Manliga sjuksköterskor födda 1932—1960.

Basbelopp

Födelseår

Skillnaderna i pensionslön om vi jämför ITP, det statliga och det kommunala pensionsavtalet med varandra är små för alla yrkesgrup- pema. För de allra äldsta generationerna är pensionslönen högst när

den beräknas efter STPs regler. I dessa äldre generationer är i model- len den genomsnittliga reallönen högre mellan 55 och 59 års ålder än vad den år senare i livet. För övriga generationer ger modellen något högre värde på pensionslönen med ITPS regler, och STPs regler ger lägst värde. Detta är en följd av att de skattade livslönerna för dessa generationer i genomsnitt genererar reallöneökningar även de allra sista åren. Det är möjligt att det är en överskattning (se vidare kapitel 8 i denna volym) och att de kommunala pensionsreglema därför skul- le kunna ge den högsta pensionslönen, åtminstone för kvinnornas del.

Avtalspensionen

Reglerna i de fyra avtalspensionssystemen är sinsemellan mycket lika, men där finns också skillnader. Så ger till exempel ITP, den stat- liga avtalspensionen och den kommunala avtalspensionen, men inte STP, pension även på de delar av lönen som är större än 7,5 basbe— lopp. På dessa lönedelar är kompensationen betydligt högre än för de delar av lönen som ligger under 7,5 basbelopp. Vidare gäller att den kommunala avtalspensionen har en konstruktion som avviker från de övriga. Frågan är om reglerna i vissa avtalssystem ger en förmånliga- re avtalspension än reglerna i andra system. Skulle till exempel de biomedicinska analytikerna i vår studie, vid given livslön, få en högre avtalspension om den i stället för att beräknas efter de regler som gäller för anställda i kommuner och landsting beräknades efter de regler som gäller för tjänstemän i privat sektor? I figur 9.5 — 9.8 har avtalspensionen simulerats för olika yrken och födelseår enligt de regler som gäller i ITP, STP, för statligt anställda och för anställda i kommuner och landsting. Det visar sig vara ingen eller mycket liten skillnad på ITP och den statliga pensionen. Dessa ger högst värden. De kommunal— och landstingsanställdas kompletteringspensioner ger genomsnittligt en lägre nivå än avtalspensionen i både den statliga och den privata sektorn. För de manliga sjuksköterskorna födda kring mitten av l940-talet och därefter är dock STP-reglema sämst på grund av taket. (Den nya avtalspensionen på LO-SAF-området har inget tak, men kompensationen är lika under och över taket). De lön- tagare studien baseras på pensioneras normalt vid 65 år. Men i de be- fattningar där Kommunalarbetarförbundets kollektivavtal gäller, kan hel pension ges redan från 63 års ålder (ibland även från 61 och 62 års ålder). Då kan en lägre pensionsnivå kompenseras av att pension be- talas i fler är.

Figur 9.5 Avtalspensionen iSTP, ITP, stat (STAY) och kommun (KOMM) för kvinnliga biomedicinska analytiker födda 1932—1960

1,4

1,2 —-

1,0d

52 55 se 43 4'4 17 50 537 56 59

Födelseår

Figur 9.6 Avtalspensionen iSTP, ITP, stat (STAD och kommun (KOMM) för kvinnliga barnmorskor födda 1932—1960

1,4 l

1,2

Basbelopp

32353'84'144475'05'35'65'9

Födelseår

Figur 9. 7 Avtalspensionen iSTP, ITP, stat (STAY) och kommun (KOMM) för kvinnliga sjuksköterskor födda 1932—1960

1.4

1,2

Basbelopp

Födelseår

Figur 9.8 Avtalspensionen iSTP, ITP, stat (STAT) och kommun (KOMM) för manliga sjuksköterskor födda 1932—1960

1,47

1,24

STP 4- . _ _ T" ITP

% 2 STAT

% ...... g 00 KOMM

Födelseår

Den totala pensionen

För en individ är det det totala skyddet som är viktigt, inte hur stor del av det som kommer från det ena eller det andra systemet. Med total pension avses summan av folkpension, pensionstillskott, nuvarande ATP och avtalspension. Pensionen från det offentliga kompenserar enbart för inkomstbortfall på inkomster upp till 7,5 basbelopp, varför avtalspensionen är särskilt viktig för dem med höga inkomster. Hur stor del har avtalspensionen i det totala pensionsskyddet? Är avtals- pensionens andel större för män än för kvinnor? Det studerar vi ge- nom att beräkna kvoten mellan total pension och offentlig pension, när avtalspensionen i den totala pensionen är endera av ITP, STP, statlig avtalspension och avtalspension för anställda i kommuner och landsting.

Figur 9.9—9.12 visar kvoten mellan total pension och offentlig pension för olika yrken och födelseår när avtalspensionen beräknats efter de regler som gäller i ITP, STP, för statligt anställda och för an- ställda i kommuner och landsting. Av figurerna framgår att kvoten är lägre med de kommunala pensionsreglema än med de andra syste- men.

Kvoten är högre för männen än för kvinnorna med undantag för STP där det finns ett tak. Med STP blir kvoten lika för män och kvin— nor. Avtalspensionen från ITP ökar männens pension med 26 procent och kvinnornas med 17—19 procent om de är födda 1956—1960. Den statliga avtalspensionen ökar männens pension med 25 procent och kvinnornas med 17—18 procent om de är födda 1956—1960. Den kommunala kompletteringspensionen ökar männens pension med 21 procent och kvinnornas med 14—15 procent om de är födda 1956— 1960. För de som är födda 1951-1955 gäller att avtalspensionen från ITP ökar männens pension med 22 procent och kvinnornas med 16— 17 procent. Den statliga avtalspensionen ökar männens pension med 21 procent och kvinnornas med 16—17 procent och den kommunala kompletteringspensionen ökar männens pension med 18 procent och kvinnornas med 12—13 procent. Skillnaden mellan kvinnors och mäns pensionsförmåner är emellertid mindre än vad siffrorna visar, efter- som kvinnor i genomsnitt lever längre och får pension i fler är än man.

Figur 9.9 Kvoten mellan total pension och ojj'entlig pension när avtals- pensionen a'r STP, ITP, statlig avtalspension (STA ?) respektive avtalspension för anställda i kommuner och landsting (K OMM). Kvinnliga biomedicinska analytiker födda 1932—1960.

1,30

1,25

ITP 1,05 . *Fr * å i STAT % ______ 5 1 00 KOMM

3'2 35 de 41 4'4 47 450 53 56 59

Födelseår

Figur 9.10 Kvoten mellan total pension och offentlig pension när avtals- pensionen är STP, ITP, statlig avtalspension (STA T) respektive avtalspension för anställda i kommuner och landsting (KOMM). Kvinnliga barnmorskor födda 1932—1960.

1,30

1,25 * _,, f

1.20

1 10 STP . ITP 1 - å '05 STAT % ' . """ 5 1-001 . . . . . . . . ; KOM

Födelseår

Figur 91] Kvoten mellan total pension och offentlig pension när avtals- pensionen är STP, ITP, statlig avtalspension (STA T) respektive avtalspension för anställda i kommuner och landsting (KOMM). Kvinnliga sjuksköterskor födda 1932—1960.

1,30

1,25

1,20

1,15 110 - STP ITP . _ 1,05 ,, % STAT E ...... m 3 1,00, | | , | , . .. , , KOMM

323535414447505'3565'9

Födelseår

Figur 9.12 Kvoten mellan total pension och ofentlig pension när avtals— pensionen är STP, ITP, statlig avtalspension (STAT) respektive avtalspension för anställda i kommuner och landsting (KOMM). Manliga sjuksköterskor födda 1932—1960.

1,30

1,25

1,20-'

1,16

1,10 * STP

ITP 1,05? & STAT & å ...... 3 1.001 . , | ) | _, KOMM

32353841444'750535'65'9

Födelseår

9.5 Avtalspensionen en löneförmån

Pensioner kan ses som en förrn av uppskjuten lön, men intjänade pen- sionsrättigheter inkluderas inte i lönedata. Den gängse statistiken över lönefördelningen är därför delvis missvisande. Sélen och Ståhlberg (1996, 1998) inkluderar lönerelaterade pensionsrättigheter i lönemåt— tet. Det visar sig då att spridningen i den totala lönen (penninglön in- klusive pensionsrättigheter) är större än spridningen i den traditionella penninglönen.

Avtalspensionen är en löneförmån som inte redovisas i lönestatis- tiken. I våra beräkningar får Vårdförbundets medlemmar en mindre avtalspension när den beräknas på reglerna i den kommunala pen- sionsplanen än när den beräknas på reglerna i de andra pensionsavta- len. Huvudparten av Vårdförbundets medlemmar är kvinnor. Den er- sättning de får för sin arbetsinsats jämfört med löntagare på andra avtalsområden är därför mindre än vad en jämförelse av penninglön- ema visar. Till exempel får i vår studie kvinnliga biomedicinska ana- lytiker födda 1946—1950 en pension som årligen är 0,12 basbelopp mindre än vad statligt anställda med identisk löneutveckling får. Det motsvarar 1997 en skillnad i pension på drygt 360 kronor per månad. Pensionsavtalet i kommuner och landsting ger dock en högre brutto- kompensation (i procent av pensionslönen) till de som har de allra lägsta lönerna, vilka oftare är kvinnor än män. Den ersättning dessa kvinnor får för sitt arbete är då större än vad den vanliga lönestatisti— ken visar. Vidare är för privatanställda tjänstemän och för statligt och kommunalt anställda avtalspensionens andel av den totala pensionen större för män än för kvinnor. Män som betydligt oftare än kvinnor har en pensionslön som är större än 7,5 basbelopp, får en större andel av inkomstbortfallet kompenserat från avtalspensionen än vad kvin- nor får. Löneskillnaden mellan kvinnor och män är därför större än vad lönestatistiken visar. Å andra sidan lever kvinnor i genomsnitt längre än män och får därför pension i fler år än vad mån får. Det dämpar skillnaden i kvinnors och mäns löneförmån från avtalspensio- nen, men kvinnornas löneförmån från avtalspensionen är trots detta mindre än männens.

Sammanfattningsvis har vår studie visat att avtalspensionen kan vara mindre fördelaktig för kvinnor än för män. Det kan tolkas som att löneförmånen av avtalspensionen i procent av penninglönen inte är lika stor för kvinnor som för män. Den är mindre för kvinnor, vilket innebär att kvinnor i genomsnitt får en lägre ersättning för sin arbets— insats relativt män än vad som framgår av lönestatistiken. För att be- stämma exakt hur stora de totala (dvs. med löneförrnånema inklude-

rade) löneskillnadema mellan kvinnor och män är krävs det dock yt- terligare forskning.

Vi vill tacka Jan Selén, Institutet för social forskning, som gett värdefulla synpunkter på hur vi skulle skatta de individuella livslönerna, Anders Persson, SPSS, som har bistått oss när vi haft problem med programmeringen och Phoebe Åstmark-Elfving, Vårdförbundet, som har läst och kommenterat tidigare versioner.

Litteraturförteckning

Riksförsäkringsverket (1997) RFV Informerar. Statistikinfonnation IS-I 199724. Selén, Jan & Ståhlberg, Ann-Charlotte (1996) "Non-Wåge benefits in Sweden”, Institutet för social forskning, meddelande 2/1996. Selén, Jan & Ståhlberg, Ann-Charlotte (1998) "Pension rights and wages", Labour, Volume 12, Number 1. Ståhlberg. Ann-Charlotte (l994) Reformerat pensionssystem Kvinnors ATP och avtalspension. SOU 1994222. Stockholm: Fritzes. Ståhlberg, Ann-Charlotte & Tegle, Stig (1997) ”Den nuvarande och den nya ålderspensionen —- hur omfördelar dessa mellan kvinnor och män?”, i denna volym.

Om författarna

ANN-ZOFIE DUVANDER

är doktorand i demografi och sociologi. Hon är verksam vid demogra- fiska avdelningen samt sociologiska institutionen vid Stockholms uni- versitet. För närvarande arbetar hon på en licentiatavhandling om samboende och äktenskap i Sverige. Den behandlar hur demografiska faktorer, attityder till familjen och giftermålsplaner påverkar över- gången från samboende till giftermål.

JOHAN F RITZELL

är docent och t.f. professor i sociologi och verksam vid Institutet för social forskning, Stockholms universitet. Han är projektledare för 1991 års levnadsnivåprojekt. Vid sidan av publicerade artiklar i inter- nationella vetenskapliga tidskrifter kan nämnas att han, tillsammans med Olle Lundberg, var redaktör för den övergripande volymen från 1991 års levnadsnivåundersökning, Vardagens villkor. Han bedriver för närvarande forskningsprojekt kring inkomstkarriärer och inkomst- fördelning, förändringar i välfärdens fördelning i de nordiska länderna samt bildkonstnärers ekonomiska och sociala villkor.

PER JOHANSSON

är docent i nationalekonomi vid Umeå universitet och sedan hösten 1997 verksam vid Centrum för Transport- och Samhällsforskning (CTS), Högskolan Dalarna. Hans forskning är främst inriktad på eko- nometrisk metodik — bl.a. multivariata räknedata modeller och semi- parametriska estimatorer men omfattar även empiriska studier, främst inriktade på frågeställningar kring sjukfråvaro och transportekonomi.

ROLF OHLSSON

är professor i ekonomisk historia vid Lunds universitet. Hans huvud- sakliga forskningsområde är ekonomisk demografi och sambandet mellan demografiska, ekonomiska och sociala variabler. Han har en omfattande produktion inom detta område, där de viktigaste bidragen har varit studier om efterkrigstidens invandring till Sverige, samban— det mellan befolkning och den ekonomiska utvecklingen i Sverige se— dan 1700, utbildningssektorns expansion i Sverige under 1900-talet

och dess effekter på den ekonomiska, demografiska och sociala ut- vecklingen. Han har även studerat befolkningsförhållanden i Indien samt ur demografiska aspekter hälso- och sjukvårdssektom i Sverige. För närvarande leder han ett stort projekt om generationsaspekter på de offentliga utgifterna i Sverige 1880—1995.

MÅRTEN PALME är docent vid Handelshögskolan i Stockholm och verksam vid institu- tionen för ekonomisk statistik. Hans forskning är främst inriktad på empirisk offentlig ekonomi och arbetsmarknadsekonomi — bl.a. hur ekonomiska incitament påverkar sjukskrivning och pensionsbeslut, samt frågeställningar kring avkastning på utbildning och inkomstför- delning.

INGA PERSSON är professor i nationalekonomi, särskilt kvinnoforskning, vid Lunds universitet. Hon tillhörde ledningsgruppen för den svenska maktutred- ningen 1985—1990. Hennes forskning har varit inriktad mot arbetslös— het, arbetsmarknadspolitik, den svenska välfärdsstaten samt kvinnors ställning i ekonomin och hon har bl.a. publicerat Generating Equality in the Welfare State — the Swedish Experience (1990) och Svenska kvinnor möter Europa (1992). Tillsammans med Christina Jonung har hon nyligen redigerat Economics of the Family and Family Policies och Women 's Work and Wages.

ANN-CHARLOTTE STÅHLBERG

är docent i nationalekonomi och universitetslektor. Hon är verksam vid Institutet för social forskning och Socialhögskolan, Stockholms universitet. Hennes forskning rör främst socialförsäkringar och avtals- försäkringar. Hon har medverkat i flera statliga utredningar om social- politiken och har nyligen tillsammans med medförfattare skrivit läro- boken Socialförsäkringarna. Ett samhällsekonomiskt perspektiv.

MARIANNE SUNDSTRÖM är docent i nationalekonomi och verksam vid demografiska avdel— ningen, Stockholms universitet. Hennes forskning är inriktad på kvin- nors och mäns arbetsmarknadsdeltagande och löner. Hon är särskilt intresserad av hur familjepolitik och andra faktorer påverkar kvinnors och mäns yrkesarbete, familjebildning och löner. Sundström har bl.a. skrivit A study in the growth of part-time work in Sweden (1987) och

publicerat artiklar i Journal of Population Economics och Journal of Economic Issues. Hon planerar en studie av samvariationen i utbild- ning och andra karaktäristika hos män och kvinnor som gifter sig med varandra och hur denna samvariation förändrats över tiden.

STEFAN SVALLFORS är docent i sociologi vid Umeå universitet. Hans forskning har fram- förallt behandlat attityder och opinioner kring välfärdsstaten i svenskt och jämförande perspektiv. Han leder sedan 1992 den svenska delen av International Social Survey Program (ISSP). Bland hans tidigare publikationer finns bland annat Vem älskar välfärdsstaten? och Väl- färdsstatens moraliska ekonomi.

STIG TEGLE

är FD i nationalekonomi och arbetar som ekonom på Vårdförbundet. Han disputerade 1985 på en avhandling om deltidssysselsättningens expansion i Sverige och har sedan dess arbetat som konjunkturbevak- are vid TCO och projektledare vid Socialstyrelsen.

ESKIL WADEN SJÖ

är nationalekonom, professor i arbetsmarknadspolitik vid Institutet för social forskning vid Stockholms universitet. Han har i sin forskning framför allt behandlat arbetsmarknaden och arbetsmarknadspolitik, bl.a. invandringens effekter och arbetshandikappade, äldres och ung- domarnas ställning på arbetsmarknaden. Under de senaste båda åren har han redigerat och medverkat i The Nordic Labour Markets in the 1990'5 och Enterprise and the Welfare State och tillsammans med medförfattare utarbetat två läroböcker: Arbetsmarknaden och Social- försäkringarna. För närvarande forskar han om de äldres och invand- rarnas ställning på arbetsmarknaden.

9900» 1.2 feet.

Kronologisk förteckning

1. Omstruktureringar och beskattning. Fi.

2. Tänder hela livet — nytt ersättningssystem för vuxentandvård. S.

3. Välfärdens genusansikte. A.

4. Mån passar alltid? Nivå— och organisationsspecifika processer med exempel från handeln. A.

5. Vårt liv som kön. Kärlek, ekonomiska resurser och maktdiskurser. A.

6. Ty makten är din Myten om det rationella arbetslivet och det jämställda Sverige. A.

Systematisk förteckning

Socialdepartementet

Tänder hela livet — nytt ersättningssystem för vuxentandvård. [2]

Finansdepartementet Omstruktureringar och beskattning. [l]

Arbetsmarknadsdepartementet

Välfärdens genusansikte. [3] Män passar alltid? Nivå- och organisationsspecitika processer med exempel från handeln. [4]

Vårt liv som kön. Kärlek, ekonomiska resurser och maktdiskurser. [5] Ty makten år din Myten om det rationella arbetslivet och det jämställda Sverige. [6]

! l

Elm

Postumt-154: loh47 Situ'itnoIAI lixx: tax-wu I)) i; 1 _ 'l'mi-iiw: 081090 L)] oo