SOU 2014:28

Lönsamt arbete – familjeansvarets fördelning och konsekvenser

1. Lönsamt arbete: Familjeansvarets fördelning och konsekvenser

Katarina Boye och Magnus Nermo

1.1 Inledning

För femtio år sedan rådde huvudsakligen en mycket strikt arbetsdelning mellan makar. Den rådande normen var att mannen genom förvärvsarbete bar huvudansvaret för den ekonomiska försörjningen av familjen. Om det var ekonomiskt möjligt var hustruns huvudsakliga ansvar att ta hand om hem och barn. I början av sextiotalet var således en majoritet av de gifta kvinnorna hemarbetande och skötte i det närmaste allt hushållsarbete. Mycket har hänt sedan dess och i dag är det mycket få kvinnor i Sverige som arbetar hemma på heltid. Den normförskjutning som skett har naturligtvis påverkat både män och kvinnor, även om omvälvningen onekligen varit störst för kvinnorna. I dag utgör de hälften av förvärvsarbetskraften och fördelningen av omsorgs- och hushållsarbetet i familjen är väsentligt mycket jämnare än den var för femtio år sedan. Samtidigt kvarstår betydande könsskillnader exempelvis i arbetstid och lön vilka i sin tur är relaterade till kvarvarande könsskillnader i fördelningen av omsorgs- och hushållsarbete. Den här antologin sammanfattar kunskapsläget och bidrar med ny kunskap om arbetsfördelningen mellan kvinnor och män och de konsekvenser som denna får för deras möjligheter på arbetsmarknaden.

I det följande ges som bakgrund till antologins kapitel en kortare beskrivning av utvecklingen av kvinnligt förvärvsarbetsdeltagande, ekonomiskt beroende samt fördelningen av omsorgs- och hushållsarbetet inom familjen. Avslutningsvis ges en kort beskrivning av antologins kapitel.

1.2 Kvinnors förvärvsarbetsdeltagande och ekonomiska beroende

En av de vanligaste beskrivningarna av utvecklingen av kvinnligt förvärvsarbete är att andelen förvärvsarbetande kvinnor ökade dramatiskt från slutet av sextiotalet och under sjuttiotalet. Ur ett betydligt längre perspektiv och med hänsyn taget till jordbrukarhustrur föregicks dock denna ökning av att andelen förvärvsarbe-

tande kvinnor minskade mellan tjugotalet och femtiotalet. Ur detta perspektiv nådde den svenska ”hemmafrueran” sin kulmen åren kring 1950, för att därefter ha sin nedgångsperiod under sextio- och sjuttiotalen (Axelsson 1992; Nermo 1999). Denna dramatiska förändring förklaras av flera samverkande faktorer. En möjlig kausal förklaring är att det i slutet av 1950-talet fanns en stark efterfrågan på arbetskraft inom främst industrin, och speciellt gifta kvinnor sågs i detta sammanhang av arbetsgivarna som en outnyttjad arbetskraftsreserv (Hirdman 2001). Denna efterfrågan sammanföll med kvinnorörelsens sedan länge framförda krav om kvinnors rätt till arbete, vilket i sin tur gav upphov till en intensiv debatt i början av 1960-talet om kvinnors och mäns roller i familj och arbete (Baude 1992). I mitten av 1960-talet såg både stora delar av det politiska etablissemanget och den framväxande kvinnorörelsen de gifta kvinnornas arbetsmarknadsdeltagande som en nödvändighet för jämlikhet mellan könen. Sammantaget ökade detta intresset för och efterfrågan på politiska reformer som underlättade kvinnornas intåg på arbetsmarknaden – t.ex. utbyggnaden av barn- och äldreomsorgen och avskaffande av sambeskattningen i början av 1970-talet – vilket ytterligare ökade kvinnors incitament för lönearbete. Politiska reformer som dessa banade väg för expansionen av den offentliga sektorn, vilket i sin tur ytterligare ökade efterfrågan på kvinnor i arbetskraften. En sammanfattande och något förenklad tolkning av utvecklingen av kvinnors förvärvsarbetsdeltagande under 1900-talet är alltså att det minskade med nedgången i jordbrukssektorn, för att sedan öka igen i och med tjänstesektorns och den offentliga sektorns expansion under framförallt sjuttio- och åttiotalet.

Det är dock värt att notera att även om kvinnor sedan flera decennier utgjort ungefär hälften av arbetskraften är de fortfarande inte heltidsanställda i samma utsträckning som män (jfr Sundström 1993; Båvner 2001; Lanninger och Sundström 2013). I början av sjuttiotalet var runt 40 procent av de förvärvsarbetande kvinnorna deltidsarbetande, en andel som i början av åttiotalet ökade till nära 50 procent, för att sedan under nittiotalet åter igen minska till sjuttiotalets nivå (Gonäs och Spånt 1997). Till följd av den ekonomiska krisen under nittiotalet minskade förvärvsarbetsdeltagandet för både män och kvinnor, men andelen deltidsarbetande kvinnor fortsatte trots det att sjunka under detta och kommande årtionde. År 2012 arbetade cirka 30 procent av de förvärvsarbetande kvinnorna deltid. Som jämförelse till denna utveckling kan nämnas att

andelen deltidsarbetande bland män är och har under hela denna period varit betydligt lägre. Under de senaste decennierna har den legat kring tio procent (Lanninger och Sundström 2013). Normen att män oavsett familjesituation förvärvsarbetar heltid är med andra ord oerhört stark.

En ur jämställdhetsperspektiv central konsekvens av de senaste femtio årens ökning av kvinnors förvärvsarbetstid är naturligtvis att deras ekonomiska beroende av familjen – i praktiken av männen – har minskat avsevärt sedan sextiotalet. I slutet av det decenniet var ungefär varannan gift kvinna i åldern 20 till 60 år helt ekonomiskt beroende av sin man (Bygren, Gähler och Nermo 2004).1Utvecklingen av kvinnors ekonomiska beroende under de följande decennierna följer som sagt av naturliga skäl ökningen av kvinnors förvärvsarbetstid och utjämningen av könslönegapet på arbetsmarknaden. Minskningen av kvinnors ekonomiska beroende var följaktligen störst under sjuttiotalet men fortsatte, om än i långsammare takt, under de följande två decennierna. Under 2000talets första årtionde tycks dock minskningen av detta beroende ha avstannat (Boye och Evertsson 2014). Sammanfattningsvis kan konstateras att även om kvinnors ekonomiska beroende av män har minskat kraftigt sedan slutet av sextiotalet kvarstår fortfarande en ansenlig del till följd av bestående könsskillnader i lön och förvärvsarbetstid. I par där båda förvärvsarbetar bidrar i dag kvinnan i genomsnitt med cirka 40 procent av hushållsinkomsten (ibid.). Ur ett jämställdhetsperspektiv kan detta kvarstående beroende vara problematiskt eftersom det bidrar till en skev fördelning av maktresurser mellan makarna, vilket i sin tur har visat sig vara en riskfaktor för både psykisk och fysisk ohälsa (Cassidy och Davis 2003; Hibbard och Pope 1993; Forte m.fl. 1996; Davies och McAlpine 1998).

1.3 Fördelning av omsorgs- och hushållsarbete

Inledningsvis nämndes att en förutsättning för förändringen av kvinnors förvärvsarbete har varit, och är fortfarande, tillgången till föräldraförsäkring, barnomsorg och äldreomsorg. Utan utbyggnaden av den offentligt finansierade omsorgssektorn under framförallt 1970- och 1980-talet hade en majoritet av mödrarna inte haft

1 Med ekonomiskt beroende avses här i vilken utsträckning makarna bidrar till hushållets totala inkomst (jfr Sørensen och McLanahan 1987).

möjlighet att vare sig komma in på eller stanna kvar på arbetsmarknaden. Detta är i dag något vi tar för givet, och dagens debatt handlar snarare om fördelningen av omsorgs- och hushållsarbete i familjen och dess konsekvenser för framförallt kvinnors möjligheter på arbetsmarknaden. Mycket har dock hänt sedan föräldraförsäkringen infördes i mitten av sjuttiotalet och pappor använde knappt 1 procent av alla föräldradagar (Nyman och Petterson 2002). Fyra decennier, och två ”pappamånader”, senare är motsvarande andel knappt 24 procent (Försäkringskassan 2012). Ur ett jämställdhetsperspektiv är det dock problematiskt att kvinnor fortfarande använder merparten av föräldraledigheten trots att båda föräldrarna har samma rätt till betald föräldraledighet. En jämnare fördelning av föräldraledigheten mellan mödrar och fäder främjar att båda föräldrarna får en nära relation till barnet, vilket naturligtvis är positivt ur både föräldrars och barns perspektiv.

När det gäller kopplingen mellan föräldraskap och yrkesliv ger inte tidigare forskning en helt entydig bild. Mäns karriärer och löner tycks påverkas positivt av att ha familj, medan det tycks försvåra kvinnors karriärmöjligheter (Hinze 2000; Correll m.fl. 2007). Av framförallt amerikanska studier framgår vidare att sambandet mellan moderskap och lön är negativt (Budig och England 2001; Budig och Hodges 2010; Gough och Noonan 2013). Det bör dock noteras att studier genomförda i Finland och Norge inte funnit stöd för ett negativt samband mellan moderskap och lön (se t.ex. Gash 2009; Petersen, Penner och Hogsnes 2007). Motsvarande samband för män tyder vidare på att lön antingen är orelaterad eller positivt relaterade till faderskap (Polachek 2004; Glauber 2008; Boschini, Håkanson, Rosén och Sjögren 2011; Killewald 2013).

På motsvarande sätt har även fördelningen av hushållsarbetet, så som matlagning, tvätt och städning, betydelse för jämställdheten i hushållet och på arbetsmarknaden. Ansvar för hem och barn är nämligen en av de viktigaste förklaringarna till att kvinnor arbetar deltid, vilket i sin tur får konsekvenser för deras inkomster (se t.ex. Lanninger och Sundström 2013). Studier av det direkta sambandet mellan hushållsarbetstid och lön indikerar att det finns ett negativt samband mellan tid i hushållsarbete och timlön, dvs. ju mer tid i hushållsarbete desto lägre lön (Hörnqvist 1997, se även t.ex. Bryan & Sevilla-Sanz 2008; Hersch & Stratton 1997). Det bör dock noteras att en senare svensk studie år 2010 inte finner ett samband mellan hushållsarbete och lön (Boye, Halldén och Magnusson

2014). En hög arbetsbelastning till följd av hushållsarbete tycks vidare vara en av orsakerna till att kvinnor i genomsnitt mår psykiskt sämre än män (Boye 2010, se också Harryson 2013, Angelov m.fl. 2011; Försäkringskassan 2013).

I takt med att kvinnors och mäns arbetsmarknadsdeltagande blivit mer likartat har även fördelningen av hushållsarbetet jämnats ut. Förändringen var speciellt märkbar under 1970- och 80-talet (Boye och Evertsson 2014), vilket delvis berodde på att mäns hushållsarbetstid ökade men i än högre grad på att kvinnors hushållsarbetstid minskade. I par där båda förvärvsarbetar återstod år 2010 en genomsnittlig könsskillnad i hushållsarbetstid om cirka 5 timmar i veckan och ungefär 20 procent av paren delade lika på hushållsarbetet (ibid.).

Det obetalda arbetet innefattar även omsorg om anhöriga och släktningar utanför det egna hushållet, till exempel åldrande föräldrar. I takt med att den offentliga äldreomsorgen minskat i omfattning från 1980-talet och framåt så har denna anhörighjälp ökat (Johansson et al. 2003; Szebehely 2005). År 2010 var det cirka en fjärdedel av befolkningen i förvärvsaktiv ålder (20–64 år) som brukade hjälpa en anhörig eller släkting utanför hushållet och cirka 15 procent gav sådan hjälp minst en gång i veckan. Skillnaden mellan kvinnor och män i hur mycket de hjälper anhöriga eller släktingar varierar mycket mellan studier beroende på hur omsorgen mäts, men gemensamt för resultaten är att kvinnor utför något mer anhörigomsorg än män (Szebehely & Ulmanen 2012). Få studier ha undersökt om och hur anhörigomsorgen påverkar kvinnors och mäns arbetsliv. Ett samband verkar dock finnas mellan anhörigomsorg och lågutbildade kvinnors arbetsmarknadsdeltagande (ibid.), och enligt en norsk studie har en stor andel av de som ger hjälp upplevt svårigheter att kombinera omsorgsansvaret med förvärvsarbete (Gautun 2008).

1.4 Bokens innehåll

Som framgått ovan har de senaste femtio åren inneburit stora framsteg inom jämställdhetsområdet i termer av ökat kvinnligt förvärvsarbete, minskat ekonomiskt beroende, minskade könslöneskillnader, jämnare fördelning av hushållsarbete och barnansvar, etc. Trots denna positiva utveckling ryms några av dagens viktigaste jämställdhetsfrågor fortfarande i skärningspunkten mellan just

familj och arbete. Syftet med denna antologi är därför att bidra med underlag till den pågående samhälleliga jämställdhetsdebatten genom såväl kunskapsöversikter som nya empiriska analyser av brännande jämställdhetsfrågor som exempelvis rör fördelningen av det betalda och det obetalda arbetet, kopplingen mellan familjeansvar och lön samt upplevelsen av svårigheter att kombinera familj och arbete.

Antologin första fyra kapitel fokuserar i huvudsak familjeansvarets fördelning i termer av föräldraledighet, hushållsarbete samt omsorgen om äldre och andra vuxna anhöriga med omsorgsbehov. Av naturliga skäl, åtminstone ur ett livscykelperspektiv, inleds därför antologin med två kapitel som berör en av de viktigaste reformerna för att underlätta framförallt mödrars arbetsmarknadsanknytning, nämligen föräldraförsäkringen. I Kapitel 2 visar Ann-Zofie Duvander och Ida Viklund hur föräldrars föräldraledighet och föräldrapenninguttag varierar genom att beskriva hur längden på föräldraledighet och uttaget av föräldrapenning är relaterade till faktorer såsom utbildning och inkomst. Syftet är att uppdatera kunskapen om dessa samband men främst att jämföra de två måtten, dvs. föräldrapenninguttag respektive föräldraledighetslängd. Analysen visar att föräldraledighet och föräldrapenning varierar efter ålder, utbildning, arbetsmarknadsetablering, egenföretagande och till stor del sektorstillhörighet på samma sätt för både mammor och pappor. Av analyserna framgår dock att längden på ledigheten varierar stort beroende på om den mäts med endast antalet dagar ersatta med föräldrapenning, eller om man också inkluderar icke-ersatta dagar i måttet och därmed skattar den faktiska längden på ledigheten. Av analyserna framgår vidare att medelinkomsttagare tar både längst föräldraledighet och flest föräldrapenningdagar. Den stora skillnaden mellan måtten gäller främst hur den andra förälderns inkomst och hushållsinkomsten är relaterade till föräldraledighet och föräldrapenningdagar. Mammor i höginkomsthushåll tar ut färre föräldrapenningdagar men längre ledighet än mammor i låginkomsthushåll. Detsamma gäller om pappan har en hög inkomst. Om mamman har en hög inkomst tar pappan däremot både längre föräldraledighet och fler föräldrapenningdagar. Analyserna pekar därmed på problem med att mäta föräldraledighet med föräldrapenning men också på likheter mellan måtten. Särskilt viktigt är att individuell inkomst samvarierar med de två måtten på ett mycket likartat sätt.

I Kapitel 3 ger Christine Roman, utifrån kvalitativa studier, en fördjupad analys av hur blivande föräldrar kan resonera och förhandla om fördelning av föräldraledighet. De resultat som presenteras visar att de studerade paren hade explicita förhandlingar om föräldraledigheten, dvs. det var inte givet på förhand vem som skulle vara hemma, när och hur länge. Beslut om fördelningen fattades på grundval av såväl värden, ideal och normer som hushållsekonomi och omständigheter av annat slag så som t.ex. arbetsförhållanden, och då i högre grad mannens än kvinnans. De ideal och normer som låg till grund för beslutet handlade i hög grad om jämställdhet, jämlikhet och ett gemensamt föräldraprojekt. Centralt var också att göra det som uppfattades som bäst för barnet, som t.ex. att föra jämställda ideal vidare såväl som att anpassa sig till amning och kroppsliga band som förmodades skapa en särskild närhet mellan barn och mor. Inte bara jämställdhetsideal utan också mera traditionella könsnormer reflekterades i berättelserna, om än inte alltid på samma uttalade sätt. En viktig slutsats är att resultaten tyder på viktiga förskjutningar i konstruktionen av genus, moderskap och faderskap.

Vid sidan om föräldraledighet är hushållsarbete det obetalda arbete som tydligast speglar könsskillnader i familjeansvar av betydelse för jämställdheten i såväl hemmet som arbetslivet. I Kapitel 4 tar därför Katarina Boye ett helhetsgrepp om fördelningen av det obetalda arbetet. Till skillnad mot många tidigare studier studeras här hushållsarbetet uppdelat på enskilda hushållssysslor såsom städning, matlagning, tvätt och underhållsarbete. Ett intressant resultat av studien är att kvinnor och män utför lika mycket hushållsarbete, då de (ännu) inte är föräldrar. Fördelningen av tiden på olika sysslor skiljer sig dock åt och könsskillnaden i detta blir än mer uttalad när ensamstående kvinnor och män flyttar ihop. Där analysen av totaltiden inte visar någon kvantitativ förändring visar alltså analysen av enskilda sysslor att mäns hushållsarbete kvalitativt blir mer traditionellt när de blir sambor. Vidare framgår, föga förvånande, att förändringar av familjesituationen som t.ex. ett barns födelse inverkar på såväl den totala hushållsarbetstiden som hur denna tid fördelas mellan olika sysslor. Här nyanserar Boye bilden från tidigare studier som visat att mäns hushållsarbetstid ökar något när de blir föräldrar. Av hennes analyser framgår att denna ökning inte syns när hänsyn tas till underhållsarbete, eftersom tiden för underhållsarbete minskar i motsvarande grad. Samtidigt blir fördelningen av mäns hushålls-

arbetstid på olika sysslor mindre traditionell, vilket indikerar att fäder anpassar sitt hushållsarbete till de förändrade praktiska krav och behov som ett barn för med sig.

I Kapitel 5 fokuseras en form av omsorg som ofta förbises i studier av kopplingen mellan familj och arbete, nämligen omsorgen om äldre och andra vuxna med omsorgsbehov. Under de senaste decennierna, i takt med nedskärningar inom äldrevården och en stigande medellivslängd, har omfattningen av denna omsorg ökat. Här analyserar därför Marta Szebehely såväl omfattningen som fördelningen av detta arbete ur ett jämställdhetsperspektiv. Av resultaten framgår att ungefär lika stor andel bland kvinnorna och männen ger anhörigomsorg, men kvinnor ger mer omfattande hjälp. De mest omfattande insatserna ger de som hjälper ett barn eller en make/maka, men den vanligaste omsorgsmottagaren är en äldre person. Vidare visar studien att mellan 15 och 24 procent av dem som hjälper en närstående minst en gång i veckan uppger att deras omsorgsansvar har medfört svårigheter att hinna med yrkesarbetet. Detta är lika vanligt bland kvinnliga och manliga omsorgsgivare och påverkar troligen både karriärmöjligheter och välbefinnande. Däremot tycks kvinnliga omsorgsgivare påverkas betydligt mer än manliga omsorgsgivare vad gäller möjligheten att fokusera på arbetet. Eftersom skillnaden bara delvis kan förklaras av att kvinnor ger mer omfattande omsorg, väcks frågan om varför skillnaden är så stor. Tar kvinnor ett större övergripande ansvar för den närstående med omsorgsbehov? Och innebär kvinnors större svårigheter att fokusera på arbetet att det är svårare för kvinnliga omsorgsgivare att vara kvar i yrkeslivet? I kapitlets avslutande del diskuterar Szebehely hur rätten till ledighet i samband med anhörigomsorg påverkar jämställdheten i arbetslivet.

Gemensamt för de fyra kapitel som utgör antologins andra del är att de på olika sätt fokuserar familjeansvarets konsekvenser. I det första av dessa, Kapitel 6, beskriver Karin Halldén och Anders Stenberg mer detaljerat hur användingen av RUT-avdraget (skattereduktion för köp av hushållsnära tjänster) har förändrats mellan 2007 och 2011 och vilka grupper som köper dessa tjänster. Vidare undersöks sambandet mellan köp av hushållstjänster genom RUTavdrag och gifta kvinnors årsinkomster. Av resultaten framgår att användningen av RUT-avdrag stigit kraftigt sedan införandet 2007, men det är fortfarande en tämligen liten andel av hushållen som använder denna möjlighet. År 2010 var det endast 4,5 procent av hushållen (under pensionsåldern) som använde RUT-avdrag om

mer än 5 000 kronor. Högutbildade och höginkomsttagare är överrepresenterade bland de som använder avdraget, även om denna överrepresentation minskar i takt med ett ökat nyttjande av RUT. Av analysen framgår att lättnader i hushållsarbete till följd av RUTavdrag tycks ha en positiv effekt på gifta kvinnors årliga arbetsinkomster. I kapitlet diskuteras vidare värdet av reformen i termer av minskat könslönegap, framförallt för kategorin medel- och höginkomsttagare, men också risken att arbetsdelningen mellan kvinnor och män cementeras eftersom den inte per se innebär att män gör mer hushållsarbete och eftersom kvinnor utgör merparten av de anställda som utför hushållsnära tjänster.

I Kapitel 7 är fokus återigen på föräldraledigheten, men här studerar Marie Evertsson arbetsmarknadskonsekvenser av kvinnors och mäns föräldraledighet. Efter en genomgång av tidigare forskning om föräldraskapets betydelse för arbetsliv och karriär, med fokus på föräldraledigheten, redovisas analyser av hur föräldrapenninguttag och lön samvarierar för de som blev föräldrar för första gången i perioden 1993–1997 respektive 2000–2004. I analyserna framkommer ett negativt samband mellan föräldrapenninguttag och lön som minskat när 1990-talet jämförs med 2000-talet (fram till 2007). Vidare visar Evertsson att det framförallt är högutbildade kvinnor och män som förlorar på föräldrapenninguttaget. Bland kvinnor och män med lägre utbildning är sambandet mellan föräldrapenning och lön svagt eller obefintligt. Kopplingen mellan föräldrapenninguttag och lön bland högutbildade är likvärdig för kvinnor och män. Ur ett jämställdhetsperspektiv är detta positivt, dvs. så länge män inte straffas lönemässigt i större utsträckning än kvinnor för föräldraledighet ökar incitamenten för kvinnor och män att dela mer lika på föräldraledigheten.

I kapitel 8 studerar Charlotta Magnusson och Magnus Nermo betydelsen av familjesituation och tidskrävande arbetsvillkor för könslöneskillnader efter yrkets kvalifikationsgrad och längs med lönefördelningen. Av analyserna framgår att det generella könslönegapet är minst bland ensamstående kvinnor och män, och störst bland sammanboende med barn. Det är också värt att notera att könslönegapet bland sammanboende med barn varierar efter yrkets prestige, dvs. det är betydligt större i högprestige- än i lågprestigeyrken. Av analysen framgår vidare att sammanboende män med barn har fler underställda och reser mer i sitt arbete än sammanboende kvinnor med barn. De förväntas dessutom i högre

grad än kvinnorna att arbeta övertid utan extra betalning. När hänsyn tas till dessa skillnader minskar löneskillnaderna, speciellt i yrken med hög prestige. Den ojämna fördelningen av arbetsvillkor mellan kvinnor och män givet lika yrkesprestige är således en viktig delförklaring till att mödrar generellt har lägre löner än fäder. Mödrar har dock inte generellt sett sämre tillgång än andra kvinnor till tidskrävande arbetsvillkor, utan det är snarare fäder som är särskilt gynnande. En viktig slutsats är således att könsskillnader i tidskrävande arbetsvillkor, svåra att förena med ett familjeansvar, står för en betydande del av löneskillnaderna i högkvalificerade yrken.

I Kapitel 9 knyts antologin ihop av Ida Öun som fokuserar på kvinnors och mäns subjektiva upplevelse av att kunna kombinera arbete med familj i europeiska välfärdsstater. Hur hänger politiken som förs i de olika länderna ihop med mäns och kvinnors upplevelser av att balansera arbetsliv och familjeliv? Analyserna tyder på att ett lands familjepolitik har betydelse för individers upplevelser av konflikt mellan arbete och familj. Familjepolitikens utformning utgör så att säga ett ramverk som bidrar till att forma individers strävan efter och strategier för att kombinera arbete och familj genom de resurser och normer som förmedlas av politiken. Tvåförsörjarpolitiken, som förs i Sverige och övriga nordiska länder, tycks dock inte sänka nivån av konflikt mellan arbete och familj. Tvärtom är upplevelsen av konflikt minst lika hög eller till och med högre i länder med tvåförsörjarpolitik. Ett skäl är att socialpolitiska åtgärder som syftar till att underlätta för människor att förena arbete och familj integrerar småbarnsmödrar på arbetsmarknaden, vilka på grund av höga familjekrav kan tänkas uppleva hög konflikt. I länder där kvinnors livsval i större utsträckning präglas av antingen karriär eller familj blir upplevelsen av konflikt lägre. Av analysen framgår vidare att människors strävan att kombinera arbete och familj kan vara både konfliktfylld och berikande. Speciellt i länder med tvåförsörjarpolitik upplever människor med en hög konflikt i vardagslivet, i frågan om att kombinera sitt förvärvsarbete med familjelivet, även ofta ett högre välbefinnande. Kapitlet avslutas med en diskussion om behovet av att studera och diskutera människors känslor och upplevelser av konflikt och stress när det gäller att balansera arbete-familj i relation till andra aspekter av välbefinnande, något som sällan görs inom forskningsfältet.

Referenser

Aisenbrey, S., M. Evertsson och D. Grunow (2009). “Is there a

Career Penalty for Mothers’ Time Out? A Comparison of Germany, Sweden and the United States”. Social Forces, 88: 573–606. Angelov, N., P. Johansson, E. Lindahl och E-A. Lindström (2011).

Kvinnors och mäns sjukfrånvaro, IFAU Rapport 2011:2.

Axelsson, C. (1992). Hemmafrun som försvann. Övergången till

lönearbete bland gifta kvinnor i Sverige 1968–1981. Stockholm:

Almquist and Wiksell International. Baude, A. (1992). Kvinnans plats på jobbet. Stockholm: SNS

(Studieförbundet Näringsliv och samhälle) Arbetslivscentrum. Boye, K. (2010). “Time spent working. Paid work, housework and

the gender difference in psychological distress”, European Societies, 12: 419–442. Boye, K., K. Halldén och C. Magnusson (2014). ”Könslönegapets

utveckling: Betydelsen av yrkets kvalifikationsnivå och familjeansvar” i Evertsson, M. och C. Magnusson (red.) Ojämlikhetens

dimensioner. Uppväxtvillkor, arbete och hälsa i Sverige, Stockholm:

Liber. Boye, K. och M. Evertsson (2014). ”Vem gör vad när? Kvinnors

och mäns tid i betalt och obetalt arbete” i Evertsson, M. och C. Magnusson (red.) Ojämlikhetens dimensioner. Uppväxtvillkor,

arbete och hälsa i Sverige, Stockholm: Liber.

Bryan, M. L. och A. Sevilla-Sanz (2011). “Does Housework Lower

Wages and Why? Evidence for Britain”, Oxford Economic

Papers, 63: 187–2010.

Bygren, M., M. Gähler och M. Nermo (2004). ”Familj och arbete:

vardagsliv i förändring” i Bygren, M., M. Gähler och M. Nermo (red.) Familj och arbete – vardagsliv i förändring, Stockholm: SNS förlag. Båvner, P. (2001). Half Full or Half Empty? Part-time Work and

Well-being Among Swedish Women. Institutet för social forsk-

nings avhandlingsserie nr 49, Stockholm: Institutet för social forskning. Cassidy, G.L. och L. Davis (2003). ”Explaining Gender Differences

in Mastery among Married Parents”, Social Psychology Quarterly, 66 (1): 48–61.

Davies, L. och D. D. McAlpine (1998). “The significance of family,

work, and power relations for mothers' mental health“, Canadian

Journal of Sociology, 23: 369–387.

Forte, J. A., D. D. Franks och D. Rigsby (1996). “Asymmetrical

role-taking: Comparing battered and nonbattered women“,

Social Work, 41: 59–73.

Försäkringskassan (2012). Föräldrapenning. Analys av användandet

1974–2011. Socialförsäkringsrapport 2012: 9.

Försäkringskassan (2013). “Kvinnors sjukfrånvaro”, Redovisning

av regeringsuppdrag 2013.

Gautun H (2008). ”Hvordan kombinerer eldre arbeidstakere jobb

med omsorgsforpliktelser for gamle foreldre?” Søkelys på

arbeidslivet, 25: 171–185.

Gonäs, L. och A. Spånt (1997). “Trends and Prospects for

Women's Employment in the 1990s”, Arbete och Hälsa, 1997:4, Stockholm: Arbetslivsinstitutet. Hibbs, D. A. (1991). “Market Forces, Trade Union Ideology and

Trends in the Swedish Wage Dispersion.” Acta Sociologica, 34: 89–102. Harryson, L. (2013). ’An equal share, that’s my medicine’. Work,

gender relations and mental illness in a Swedish context, Umeå

universitet, Institutionen för folkhälsa och klinisk medicin och Genusforskarskolan, Umeå Centrum för Genusstudier. Henz U. och J. O. Jonsson (2003). ”Union Disruption in Sweden”,

International Journal of Sociology, 33: 3–39.

Hersch, J. och L.S. Stratton (1997). “Housework, Fixed Effects,

and Wages of Married Workers“, Journal of Human Resources, 32: 285–307. Hibbard, J. H. och C. R. Pope (1993). “The quality of social roles

as predictors of morbidity and mortality”, Social Science &

Medicine, 36: 217–225.

Hirdman, Y. (2001). Med kluven tunga. LO och genusordningen.

Stockholm: Atlas. Hörnqvist, M. (1997). “Familjeliv och arbetsmarknad för män och

kvinnor”, i Ahrne, G. och I. Persson (red.) Familj, makt och

jämställdhet, SOU 1997:138.

Johansson L, Sundström G & Hassing L (2003). “State provision

down, offspring’s up: the reverse substitution of old-age care in Sweden”, Ageing & Society, 23: 269–280. Lanninger, W.A. och M. Sundström (2013). Part-time work, gender

and economic distribution in the Nordic countries, NIKK,

Göteborgs universitet. Nermo, M. (1999). Structured by Gender. Patterns of sex segregation

in the Swedish labour market Historical and cross-national comparisons. Institutet för social forsknings avhandlingsserie nr

41. Stockholm: Almquist och Wiksell. Nermo, M. (2000), “Hundra år av könssegregering på den svenska arbetsmarknaden”, Sociologisk forskning 37: 35–65. Nyberg, A. (1994). “The social construction of married women’s labour-force participation: the case of Sweden in the twentieth century”, Continuity and change, 9(1): 145–56. Nyman, H. och J. Pettersson, (2002). Spelade pappamånaden någon

roll? – pappornas uttag av föräldrapenning. RFV Analyserar

2002:14. Rønsen, M. och M. Sundström (2002). “Family Policy and After-

Birth Employment Among New Mothers – A Comparison of Finland, Norway and Sweden” European Journal of Population, 2: 121–152. Sundström, M. (1993). “The Growth in full-time work among

Swedish women in the 1980s”, Acta Sociologica, 36(2): 139–50. Szebehely M (2005). ”Anhörigas betalda och obetalda äldreomsorgs-

insatser” i SOU 2005:66Forskarrapporter till Jämställdhets-

politiska utredningen.

Szebehely, M. och P. Ulmanen (2012). Äldreomsorgens utveckling

och betydelse för medelålders barns förvärvsarbete. Stockholm:

Kommunal. Sørensen, A.och McLanahan, S. (1987). “Married Women’s

Economic Dependency, 1940–1980”, American Journal of

Sociology, 93: 659–87.

2. Kvinnors och mäns föräldraledighet1

Ann-Zofie Duvander och Ida Viklund

2.1 Inledning

I ett internationellt perspektiv har Sverige en mycket generös och flexibel föräldraförsäkring. De 16 månaderna föräldrapenning kan användas under barnets hela förskoleålder och reglerna möjliggör både lång ledighet med låg ersättning, och kort ledighet med högre ersättning. Föräldrar kan också välja mellan en lång och flera korta perioder av ledighet. Vi kan därför i dag inte dra säkra slutsatser om hur länge en person varit föräldraledig genom att endast använda uppgifter om föräldrapenningdagar som finns i register. Tidigare studier som i stor utsträckning byggt på registerdata om föräldrapenninguttag (se t.ex. Sundström och Duvander 2002) behöver kompletteras med en nyansering av hur väl föräldrapenning motsvarar tiden som en förälder är frånvarande från sitt arbete. Kapitlet syftar till att bidra med kunskap om hur länge föräldrar är föräldralediga genom att skatta ett mått på föräldraledighet som inkluderar obetald ledighet. Vi kommer att jämföra detta mått med föräldrars föräldrapenninguttag under barnets två första år. Kapitlet bidrar därmed med kunskap om vilka föräldrar som är hemma hur länge, en kunskap som är eftersatt i Sverige.

Det finns flera anledningar att öka kunskapen om föräldraledighet och dess relation till föräldrapenning. Föräldraledigheten har en avsevärd effekt på arbetskraftsutbudet och ett mått bestående av endast betalda föräldrapenningdagar kan leda fel (Karimi et al. 2012). På individnivå är det viktigt att studera hur arbetsmarknadsavbrotten varierar mellan olika grupper av föräldrar, inte bara mellan mammor och pappor, utan även mellan föräldrar med olika arbetsmarknadsanknytning, utbildning och inkomst. Längden på föräldraledigheten behöver också mätas så väl som möjligt för att kunna analysera möjliga konsekvenser av föräldraledighetslängd på bland annat fortsatt barnafödande, karriär och inkomstutveckling (Duvander och Andersson 2006, Evertsson och Duvander 2010, Albrecht et al. 1999). Dessutom bör internationella

1 Vi är tacksamma för samarbete kring data med Försäkringskassan, särskilt konstruktiva diskussioner med Olof Håkansson och Olof Rosander. Vi är även tacksamma för kommentarer vid seminarium för denna antologi och för kommentarer vid seminarium i regi av The Linnaeus Center for Social Policy and Family Dynamics in Europe (SPaDE) vid Stockholms universitet.

jämförelser av förvärvsavbrott bygga på korrekt kunskap om föräldraledighetens längd.

För lagstiftare inom familjepolitiken är det viktigt att veta hur det nuvarande systemet används för att få insikt i hur familjers ekonomi ser ut under småbarnsåren. Både familjers ekonomi och flexibiliteten i användandet har dessutom bäring på målet att öka jämställdheten i samhället. Om kvinnor och män använder flexibiliteten olika kan ett mått på uppdelningen av endast betalda föräldrapenningdagar vara missvisande och dölja skillnader i frånvaro från arbetslivet, samt de ekonomiska konsekvenserna av detta på både kort och lång sikt. Olika användning av ledighet och föräldrapenning kan även tyda på informationsbrist. Skillnader i tillgång till flexibiliteten i systemet kan även bero på exempelvis ekonomiska begränsningar eller arbetssituation.

Vi kommer i detta kapitel att undersöka variationen i föräldrapenninguttag och föräldraledighet i relation till inkomst, utbildning och sektor. Kapitlet inleds med en kunskapsöversikt över föräldraförsäkringen, kvinnors och mäns uttag av föräldrapenning och faktorer som samvarierar med uttaget och fördelningen. Därefter används administrativa data från Försäkringskassan för att skatta föräldraledighetslängd. Skattningen bygger på vissa antaganden som kommer att framgå, och dessa kan (och bör) naturligtvis diskuteras och testas mot alternativa antaganden. Kapitlet avslutas med en diskussion.

2.2 Föräldraförsäkringens historia

I början av 1970-talet genomfördes en rad reformer som bidrog till att göra Sverige till ett land där familjeförsörjning bygger på två inkomsttagare, t.ex. föräldraförsäkringen, individuell beskattning och utbyggnaden av offentlig barnomsorg, (Cedstrand 2011, Lundqvist 2011, Ferrarini och Duvander 2010). Föräldraförsäkringen innebar i början sex månaders föräldrapenning med 90 procent av den tidigare inkomsten att fördelas mellan föräldrarna såsom de själva önskade. Den offentliga diskussionen i och med införandet av försäkringen betonade kvinnors möjligheter att förvärvsarbeta och mäns ansvar för hem och barn (Klinth 2002). 1970-talet var även en tid av generell brist på arbetskraft och det fanns stort behov av den kvinnliga arbetskraft som en tvåförsörjarmodell frigjorde (Stanfors 2007).

Under 1980-talet förlängdes föräldrapenningen stegvis till att år 1989 vara 15 månader (Försäkringskassan 2012). Den inkomstrelaterade ersättningen hade då kompletterats med tre månaders ledighet med låg garantinivå, samma nivå som föräldrar utan tidigare inkomst fick för alla föräldrapenningdagar.

Med tiden har tonvikten i diskussionen om delad föräldrapenning förskjutits från kvinnors förvärvsarbete till mäns ansvar för barn och hemarbete. Efter en lång och intensiv offentlig debatt införde den borgerliga regeringen en reserverad månad i föräldraförsäkringen för vardera föräldern som började gälla 1995. Denna månad kunde därmed inte användas av den andra föräldern.2 I januari 2002 införde den socialdemokratiska regeringen en andra reserverad månad. Denna reform mötte inte samma motstånd bland annat eftersom föräldrapenningen samtidigt förlängdes med en månad till dagens 16 månader (Cedstrand 2011).

I början av 2000-talet handlade debatten om föräldraledighet mycket om huruvida rätten att föra över dagar mellan föräldrarna borde slopas (se t.ex. Lorentzi 2004). En statlig utredning om föräldraförsäkringen tillsattes 2004 som bland annat kom fram till ett förslag om en tredelad 15 månaders föräldrapenning med lika delar till mamman, pappan och en del att fördela som föräldrarna ville (SOU 2005:73). Det fanns dock inget starkt partipolitiskt stöd för utredningens förslag och nästa reform blev istället en jämställdhetsbonus 2008 (Inspektionen för socialförsäkringen 2012). Syftet med jämställdhetsbonusen var att öka de ekonomiska incitamenten att dela föräldrapenningen jämställt genom att minska betydelsen av inkomstskillnaderna mellan föräldrarna. Den senaste stora förändringen inom föräldraförsäkringen är att för barn födda från januari 2014 får högst 20 procent av föräldrapenningdagarna användas efter barnets fyraårsdag, och fram till barnet fyller 12 år (Prop. 2013/14:4). För barn födda fram till och med 2013 får föräldrapenningen även fortsättningsvis användas som längst till barnet fyller åtta år.

2 En form av individualisering av föräldrapenningen infördes samtidigt då rätten till hälften av föräldrapenningdagarna gick till vardera föräldern. Den ena föräldern behöver därmed skriftligt godkännande från den andra om denne önskar använda mer än häften av dagarna.

2.3 Vad är föräldraledighet och vad är föräldrapenning?

I Sverige är rätten till ersättning och rätten till föräldraledighet skilda från varandra. Föräldraförsäkringen innebär ersättning under föräldraledighet och betalas ut av Försäkringskassan. Rätten till frånvaro från arbete, dvs. föräldraledighet, regleras i föräldraledighetslagen. Försäkringen och lagstiftningen är relaterade, men rätten till frånvaro är mer generös än rätten till ersättning.

Enligt föräldraledighetslagen har föräldrar rätt att vara lediga från arbetet för vård av barn fram till barnet är 18 månader, oavsett om föräldern tar ut föräldrapenning eller inte. Därefter kan föräldrar vara lediga när föräldrapenning används. Dessutom får föräldern förkorta sin normala arbetstid med 25 procent fram till barnet fyller åtta år.

Föräldrar kan få föräldrapenning med anledning av barns födelse eller adoption under sammanlagt 480 dagar per barn, dvs. 16 månader. För 390 av dessa dagar, dvs. 13 månader, är ersättningen relaterad till förälderns sjukpenninggrundande inkomst (så kallade sjukpenningnivådagar). Ersättningen är satt till 77,6 procent av den sjukpenninggrundande inkomsten. Det är dock bara inkomster upp till tio prisbasbelopp som räknas.3För föräldrar med låga eller inga förvärvsinkomster finns en grundnivå på 225 kronor per dag (sedan 2013). För de resterande 90 dagarna är ersättningen 180 kronor per dag för alla, oavsett inkomstnivå.

Ersättningen kan tas ut som hel, tre fjärdedels, halv, en fjärdedels eller en åttondels dag. Det är mycket vanligt att arbetsgivaren enligt kollektivavtal betalar extra ersättning utöver de 77,6 procenten från Försäkringskassan (Sjögren Lindquist och Wadensjö 2005, Försäkringskassan 2011). Det har skett en utveckling av dessa avtal över tid mot att bli mer generösa och omfatta fler arbetstagare.

Om föräldrarna delar på dagarna utöver de vardera två reserverade månaderna får de en jämställdhetsbonus. Bonusen kan uppgå till max 13 500 kronor skattefritt om föräldrarna tar 4,5 månader var av de återstående 9 månaderna på sjukpenningnivå. Sedan 2012 är det möjligt för föräldrar att ta ut föräldrapenning samtidigt under barnets första år, de 30 s.k. dubbeldagarna.

På grund av möjligheten att ta ut obetald ledighet under barnets första 18 månader, kan de 480 dagarna (16 månader) räcka ännu längre. Om föräldrarna accepterar en lägre ersättningsnivå än

3 År 2013 motsvarade 10 prisbasbelopp 445 000 kronor.

dagersättningen, så kan de ”sprida på ledigheten” genom att ta ut färre än sju föräldrapenningdagar i veckan eller genom att använda delar av föräldrapenningdagar. Ett vanligt mönster är att ta ut fem dagar föräldrapenning i veckan, vilket ger (5/7*0,776) av den tidigare inkomsten i ersättning. Detta leder till att förälderns förvärvsavbrott underskattas eftersom föräldrapenning tas för färre än de sju dagar föräldraledighet per vecka som är möjliga. En överskattning är också möjlig om föräldrapenning tas ut som inkomstförstärkning en vardag och sedan på helgdagarna. Det ger tre dagar med föräldrapenning men endast frånvaro från arbetet under en dag (om man har ett jobb där helgerna är arbetsfria). Det kan även vara tveksamt att definiera uttag av föräldrapenning i samband med förlängning av semester, eller att ta ut föräldrapenning under exempelvis julhelgen, som likvärdigt med att vara hemma med ett barn som ännu inte har börjat i förskola.

2.4 Föräldrars tid hemma och fördelning av föräldrapenning

Ett vanligt sätt att ange föräldrars uttag av föräldrapenning är ett årligt tvärsnitt av föräldrapenningdagar där pappans andel av alla dagar brukar vara av intresse. Med detta mått har pappans uttag av alla dagar stadigt ökat från cirka 0,5 procent när försäkringen infördes 1974 till 24,4 procent 2012.

Figur 2.1 Pappors andel av föräldrapenningdagarna, i procent

Källa: Försäkringskassan, officiell statistik.

Om föräldrar som får barn ett visst år istället följs under hela den tid de kan använda föräldrapenning så måste man vänta till barnet

fyller åtta år för att få reda på det slutgiltiga antalet dagar. Detta ger en något annorlunda siffra. Om en jämförelse görs mellan barn födda 2001 och 2002, året före och året efter att föräldrapenningen förlängdes med en månad, så ökade mammans dagar från 344 till 346 och pappans dagar från 67 till 89 (Försäkringskassan 2012). Om man istället tittar på uttaget fram till barnet fyller två år, så är trenden även här att pappors andel av föräldrapenningdagarna ökar men nivåerna är lägre. För barn födda 2000 tog pappor ut 25 dagar under de första två åren, vilket hade ökat till 59 dagar för barn födda 2010. Motsvarande siffror för mammor var en minsking från 313 till 282 dagar. Det innebär att pappors andel av dagarna ökade från 10 till 17 procent.

Ovanstående siffror baseras på statistik från Försäkringskassan och omfattar alla personer som har rätt till föräldrapenning, medan enkätundersökningar undersöker ett urval av intervjupersoner. Mått från enkätundersökningar kan då bli mer eller mindre pålitliga och generaliserbara, beroende på hur urvalet har gjorts, storleken på urvalet och bortfallets sammansättning. Härtill kommer att det man frågar om är föräldraledighet, dvs. frånvaro från arbetet, eftersom få föräldrar kommer ihåg antal föräldrapenningdagar de använt. Intervjupersoners svar om föräldraledighet kan vara färgade av efterkonstruktion, glömska samt att frågor kan ställas och definieras på olika sätt. Nedan följer några exempel på svar från enkätundersökningar.

Data från Levnadsnivåundersökningen (LNU) 1991 visar att mammor som fick barn mellan 1974 och 1991 och som hade förvärvsarbetat innan de fick barn, i genomsnitt var hemma i 15,6 månader (Evertsson och Duvander 2010). En senare undersökning är Young Adult Panel Study (YAPS) från 2009. För kvinnor och män födda 1968, 1972, 1976 eller 1980 som fått barn från mitten av 1990-talet och framåt var föräldraledigheten för män 3,3 månader och för kvinnor 14,1 månader (egna beräkningar). Vidare genomfördes på uppdrag av Riksförsäkringsverket år 2003 telefonundersökningen Tid och pengar med föräldrar till barn födda 1999. Resultatet visade att ledighetslängden var 1,7 månader för pappor och 14,3 månader för mammor (Riksförsäkringsverket 2004).

Det är tydligt att måtten skiljer sig åt, inte minst beroende på hur länge föräldrar följs och vilken tidsperiod som undersöks. För att nyansera måtten kan Försäkringskassans data användas på ett annorlunda sätt än att bara räkna föräldrapenningdagar. Inspektionen för socialförsäkringen (2013) använde sig av en testdatabas

från Försäkringskassan där längden på föräldraledighetsepisoder skattats. Definitionen av en föräldraledighetsepisod var att det fanns högst sex dagar utan föräldrapenning mellan varje dag med föräldrapenning. Denna definition innebär dock att vissa föräldrar förvärvsarbetar under vad som definieras som föräldraledighetsepisod då de arbetar mellan föräldrapenningdagarna. För föräldrar till barn födda mellan 1994 och 2006 var den sammanlagda episoden av föräldraledighet som förväntat mycket längre än antalet föräldrapenningdagar för både kvinnor och män. Episodlängden ökade mellan 1994 och 2006 för män, men minskade inte på samma sätt för kvinnor, vilket indikerar att föräldraledighet kan variera mer än föräldrapenning. Vidare visar rapporten att föräldrapenning togs i ungefär lika många episoder för kvinnor och män, trots att kvinnor hade sammanlagt mycket längre föräldraledighetsepisod. Om pappan tar ut föräldrapenning i korta episoder är det mer troligt att mamman också är hemma under samma tid och mindre troligt att pappan tar fullt ansvar för barnet under en sammanhängande period. Resultatet är intressant eftersom en lång episod av föräldraledighet kan ge andra effekter på både barnansvar, jämställdhet och arbetsliv än korta, återkommande episoder. I genomsnitt tog kvinnor och män ut ungefär fem föräldrapenningdagar i veckan under episoderna vilket indikerar att många föräldrar har möjlighet att vara flexibla i användandet av föräldrapenningdagar.

Vad vi vet finns endast två ytterligare studier som undersökt hur föräldrapenning använts under föräldraledigheten. Sundström (1996) undersökte kvinnor anställda vid Televerket mellan 1983 och 1987 för att identifiera olika strategier av föräldraledighetsuttag. Drygt en tredjedel av kvinnorna hade spridning av föräldrapenningdagarna som huvudsaklig strategi. Detta var vanligt bland de som fick ett ytterligare barn relativt snart. Bland mammor med treårigt gymnasium var det också vanligt att sprida på dagarna medan särskilt de med lägre utbildning gjorde detta i mindre utsträckning. Vidare visar Riksförsäkringsverket (2004) att sambandet mellan utbetalda föräldrapenningdagar och längden på föräldraledigheten som intervjupersonerna själva rapporterade var relativt högt för pappor under 1990-talet. För mammor däremot var variationen stor.

2.5 Vad vet vi om kvinnors och mäns föräldrapenninganvändande?

I dag använder nästan alla kvinnor och män föräldrapenning. Bland mammor har användandet varit stort från försäkringens början men bland pappor har både andelen användare och uttaget ökat över tid. Pappans del av föräldrapenninguttaget har bland annat främjats av att föräldrapenningen blivit längre sedan 1974, men också av andra reformer i försäkringen. De viktigaste reformerna är de reserverade månaderna. Effekten av den första reserverade månaden var tydlig och direkt, pappans uttag ökade och mammans minskade till följd av att hon hade tillgång till färre dagar (se Tabell 2.1). Det är viktigt att notera att detta gäller föräldrapenninguttag och att det inte är säkert att mammans föräldraledighetslängd minskade (Inspektionen för socialförsäkringen 2013).

Även den andra månaden påverkade uttaget, men eftersom föräldrapenningen samtidigt förlängdes med en månad så ökade även mammans uttag. Införandet av jämställdhetsbonusen förändrade däremot inte fördelningen av föräldrapenningen, vilket ofta förklaras med att konstruktionen av bonusen gjorde att få föräldrar överhuvudtaget ansökte om den (Försäkringskassan 2010). En annan möjlig anledning kan vara att det är svårare att ändra uttag på högre nivåer och att pappor år 2008 redan tog drygt en femtedel av föräldrapenningen. Det är inte heller säkert att ekonomiska skäl alltid är dominerande i beslut om fördelning av föräldrapenning (se kapitel 3 i denna volym), eller att ekonomiska incitament i alla lägen är kraftfulla reformverktyg.

Tabell 2.1 Antal uttagna föräldrapenningdagar på sjukpenningnivå under barnets första två år

Före

Efter

Första reserverade månaden

Män

25,5

35,6

Kvinnor

320,0

295,2

Andra reserverade månaden

Män

41,5

47,8

Kvinnor

269,8

279,5

Jämställdhetsbonusen

Män

57,9

56,3

Kvinnor

286,4

283,5

Källa: Inspektionen för socialförsäkringen (2012).

Då både föräldrapenning och föräldraledighet kan tas på olika sätt är det för enkelt att se fördelningen mellan mamman och pappan som ett nollsummespel. Tidigare studier har funnit att föräldrapenninguttag samvarierar med både individuella karaktäristika, den andra förälderns karaktäristika och arbetsplatsfaktorer. Pappor använder t.ex. mer föräldrapenning om de har hög inkomst (Sundström och Duvander 2002, Inspektionen för socialförsäkringen 2012). Detta mönster är dock avtagande vilket betyder att de med högst inkomst inte är de som tar mest, utan de tar något mindre eller lika mycket som de med medelhög inkomst. En möjlig anledning till detta är att män med högst inkomst har inkomster över taket för ersättningen vilket innebär att de får ut mindre än 77,6 procent av sin inkomst under ledigheten. Arbetsplatsfaktorer ser ofta även annorlunda ut för män med höga inkomster. Även mammans inkomst korrelerar med föräldrapenninguttaget; en hög inkomst hos mamman är relaterad till större föräldrapenninguttag hos pappan. Mammor med hög inkomst tar också färre föräldrapenningdagar (Inspektionen för socialförsäkringen 2012, Hobson et al. 2006, Inspektionen för socialförsäkringen 2013). Vidare ökar sannolikheten för att föräldrar delar lika på föräldrapenningdagarna om mamman tjänar den största delen av hushållsinkomsten, men minskar om det är pappan som tjänar merparten (Försäkringskassan 2013a).

Ett tydligt mönster är att pappor som inte har en inkomst, en låg inkomst eller svag arbetsmarknadsanknytning är de som använder föräldrapenningen i minst utsträckning (Inspektionen för socialförsäkringen 2012). Dessa pappor skulle få en låg ersättning om de använde försäkringen och deras drivkraft att ta föräldrapenning är därmed svag. Notera dock att kvinnor i samma situation inte avstår från föräldrapenning men tar kortare föräldraledighet (Inspektionen för socialförsäkringen 2013).

Pappor med hög utbildning använder fler föräldrapenningdagar, medan motsatta förhållanden gäller för mammor (Försäkringskassan 2011). Vidare visar det sig att om pappan har en högre utbildning än mamman så minskar sannolikheten för att föräldrarna delar lika på föräldrapenningdagarna (Försäkringskassan 2013a). Om både mamman och pappan har hög utbildning så tar pappan ut längre ledighet (Hobson et al. 2006, Försäkringskassan 2013a, Inspektionen för socialförsäkringen 2013). Detta förklaras ibland med attitydskillnader mellan olika grupper av föräldrar, där högutbildade antas ha mindre traditionella attityder till föräldra-

skapet och vara mer positiva till jämställdhet (Geisler och Kreyenfeld 2011). Hög utbildning kan även spegla en friare arbetssituation och större möjlighet att vara föräldraledig.

En av de vanligaste anledningarna som föräldrar anger som skäl till deras fördelning av föräldraledighet är pappans arbetssituation (Riksförsäkringsverket 2003). Mammans arbetssituation verkar mer sällan vara avgörande, troligen då mammans ledighet i mindre utsträckning än pappans ses som ett val (Bekkengen 2002). Vidare tar både pappor och mammor i privat sektor ut färre föräldrapenningdagar än de som arbetar i offentlig sektor (Bygren och Duvander 2006) och sannolikheten för ett jämställt uttag ökar om båda föräldrarna arbetar inom offentlig sektor (Försäkringskassan 2013a). I offentlig sektor finns många kvinnodominerade arbetsplatser och de kan vara mer anpassade till att fungera även då anställda är frånvarande för föräldraledighet. Ett större uttag kan även ha att göra med attityden till ledighet på dessa arbetsplatser och med typen av arbetsuppgifter (Bygren och Duvander 2006, Haas et al. 2002). Både pappor och mammor som får extra ersättning från arbetsgivaren tar också längre ledighet (Duvander 2006a).

Både mammor och pappor tar ut längre ledighet med ett första barn än med senare syskon (Sundström och Duvander 2002), vilket kan bero på att försörjningsbördan är större för flerbarnsföräldrar. Barn med äldre syskon börjar också ofta i förskola tidigare än förstfödda barn, inte minst på grund av olika system av syskonförtur. En ytterligare möjlig förklaring är att attityden till barnomsorg utanför hemmet är mer positiv efter det första barnet (Duvander 2006b).

Det finns dessutom skillnader mellan föräldrar i olika åldrar, som bor i olika delar av Sverige och som har olika ursprungsland. Dessa demografiska faktorer bör främst ses som indikatorer på andra faktorer som skapar skillnader mellan föräldrars möjligheter att vara föräldralediga. Exempelvis finns det bland utlandsfödda pappor en större grupp som inte tar någon föräldrapenning, vilket kan bero på att de står utanför arbetsmarknaden och därför skulle få en låg föräldrapenning (Riksförsäkringsverket 2005). Sannolikheten att föräldrarna delar mer lika på föräldrapenningen är högre om föräldrarna är jämngamla vilket troligen har att göra med de relativa resurserna i hushållet (Försäkringskassan 2013a).

Flera studier har undersökt normer om moderskap och faderskap och kopplat dessa till den skeva fördelningen av föräldraledigheten. Kvalitativa studier har visat att förväntningar och

normer om föräldraskap skiljer sig mellan mammor och pappor, vilket påverkar hur de fördelar föräldraledigheten mellan sig (Ahrne och Roman 1997, Bekkengen 2002, Elvin-Nowak 2005, Bergnéhr 2008, Almqvist et al. 2010, Alsarve och Boye 2012, se även kapitel 3 i denna volym).

2.6 Konstruktion av föräldraledighetsdagar

I detta kapitel görs en analys av kvinnors och mäns föräldraledighet för förstfödda barn år 2009 baserad på föräldrapenningdata från Försäkringskassan. I data finns tidsangivna episoder av föräldraledighet, och antal dagar ersatta med föräldrapenning inom episoden. Episoderna är konstruerade av Försäkringskassan och baseras på utbetalningar av ersättning till föräldrarna. En episod kan innehålla både ersatta och icke ersatta dagar (eller delar av dagar). Föräldrar som ansöker om föräldraledighet anger för varje vecka vilka dagar de begär ersättning för, och vilken omfattning de önskar (hel eller mindre än hel dag med ersättning). Det finns visst utrymme för handläggare att lägga in uppgifter om föräldraledighet på olika vis i de administrativa registren, men vi bedömer att det endast marginellt påverkar vår konstruktion av föräldraledighet. För att möjliggöra analyser av olika grupper av föräldrar har informationen om föräldrapenning kopplats till föräldrarnas utbildningsnivå, inkomst, arbetsmarknadssektor och ålder. Vidare har flerbarnsfödslar, utlandsfödda barn, adopterade barn och barn som avled mellan 2009 och 2011 exkluderats från analysen. Barn och föräldrar där någon av föräldrarna avled eller emigrerade under åren 2009 till 2011 har likaså exkluderats. Det ger ett urval om 42 931 barn. I appendix finns en beskrivning av variablerna som används i analysen, samt deskriptiv statistik över dessa.

Med hjälp av regressionsanalys studerar vi uttag av föräldrapenning och föräldraledighet under barnets första två år. Officiell statistik visar att bland barn födda 2009 hade i genomsnitt 76 procent av alla föräldrapenningdagar använts vid barnets tvåårsdag (Försäkringskassan 2013b), och att 2011 hade 88 procent av alla tvååringar börjat i förskola (Skolverket 2013). Samtidigt hade knappt 50 procent av ettåringarna börjat i förskola.

I analyserna används två olika mått: föräldrapenningdagar samt

föräldraledighetsdagar. Föräldrapenningdagar utgörs av ledighet med

ersättning från Försäkringskassan och är det mått som används i

den officiella statistiken. Föräldraledighetsdagar är ett mått som vi har konstruerat och som består av betalda föräldrapenningdagar samt dagar som inte ersätts med föräldrapenning men då föräldrarna sannolikt är föräldralediga. I måttet på föräldraledighetsdagar inkluderas därmed ersatta och icke ersatta dagar inom en episod, samt även dagar mellan två episoder enligt vissa villkor vi testar. Vi kommer fram till att använda ett mått där två obetalda dagar mellan de episoder som föräldrarna har begärt är inkluderade i föräldraledighetsdagar. De senare är inte registrerade i det administrativa registret utan utgörs av eventuellt kvarvarande dagar i veckan som föräldrarna inte har begärt ersättning för. Ett uppenbart problem med att inkludera dessa är att vi saknar information om förälderns faktiska aktiviteter under dessa dagar, dvs. föräldern kan ta hand om barnet utan ersättning men kan också förvärvsarbeta. Risken att vi här definierar en dag i förvärvsarbete som föräldraledighet ska dock vägas mot att ett strikt mått av föräldrapenning underskattar tiden i föräldraledighet.

Föräldraledighetens längd i antalet föräldraledighetsdagar beräknas således här genom att räkna samman ersatta och icke-ersatta dagar inom varje episod, och sedan lägga ihop förälderns episoder av föräldraledighet fram till barnets ettårsdag respektive tvåårsdag. I måttet inkluderas även icke-ersatta dagar som kan finnas mellan två episoder om dessa inte överstiger ett visst antal. Detta görs separat för mammor och pappor.4Känslighetsanalyser har gjorts genom att testa olika antal icke-ersatta dagar som maximalt får finnas mellan episoderna som förutsättning för att inkludera dem i föräldraledigheten. Dessa villkor är max en dag mellan, max två dagar och så vidare upp till max sex dagar mellan två episoder. Två dagar skulle kunna motsvaras av en helg exempelvis, men kan också utgöras av andra veckodagar, så länge de följer på varandra. Tabell 2.2 åskådliggör den genomsnittliga längden på föräldraledighet fram till barnets tvåårsdag, beroende på de olika villkoren.5

4 Vi gör i dessa analyser separata beräkningar av mammans och pappans ledighetsdagar. Överlapp är möjligt, dvs. att samma period av föräldraledighet räknas till både mamman och pappan. Ett exempel på detta skulle vara om mamman tar måndag till fredag varje vecka i fem veckor och pappan varje helg. Då skulle mamman få fem veckor sammanhängande föräldraledighet under perioden och pappan tio föräldraledighetsdagar under motsvarande period. 5 Motsvarande tabell har även gjorts på dagar uttagna fram till barnets ettårsdag, dock inte inkluderad här. Den visar samma mönster av längd på ledighet.

Tabell 2.2 Olika mått på föräldraledighetslängden, genomsnittligt antal uttagna dagar fram till barnets tvåårsdag

Ersatta föräldrapenningdagar

Icke-ersatta dagar mellan episoderna, max antal dagar

1

2 3 4 5 6

Mammor

285,5

371,2 404,4 405,4 406,4 407,2 408,0

Pappor

88,0

125,2 134,6 135,2 135,8 136,6 137,4

n(mammor)= 42

698; n(pappor)=33 030.

Notera att måtten är baserade endast på föräldrar som använde föräldrapenning innan barnet fyllde två år.

Den första kolumnen i Tabell 2.2. anger det genomsnittliga antalet ersatta föräldrapenningdagar. Övriga kolumner anger det genomsnittliga beräknade antalet föräldraledighetsdagar, givet antal ickeersatta dagar mellan två episoder. Tabellen visar att när man stegvis lägger till dagar mellan episoder till måttet så sker det en avsevärd ökning i genomsnittlig längd från en till två dagar, medan måttet knappt förändras alls när ytterligare dagar läggs på. Att ha två dagar mellan två episoder är relativt vanligt och det är därför rimligt att inkludera dessa dagar i måttet på föräldraledighet för att få en så korrekt skattning som möjligt av föräldrars ledighet. I den kommande analysen går vi därför vidare med det mått där icke-ersatta perioder om max två dagar har inkluderats. Bland föräldrar som överhuvudtaget använde föräldrapenning under de två första åren (98 procent av mammorna och 77 procent av papporna) så använde mammor i genomsnitt 404,4 dagar och pappor 134,6 föräldraledighetsdagar. Det motsvarar 13,5 månader respektive 4,5 månader. För mammor stämmer detta mått väl överens med tidigare studier där föräldrar fått ange hur länge de är föräldralediga (se avsnitt 2.4 i detta kapitel). Den något sämre överensstämmelsen för pappor beror förmodligen på att ovanstående mått endast baseras på de pappor som använde föräldrapenning, medan många tidigare studier anger ett genomsnitt för alla pappor. Pappors uttag har dessutom ökat över tid vilket gör tidigare studier daterade.

2.7 Fördelning av föräldraledighetsdagar och föräldrapenningdagar

Nedan presenteras fördelningen av föräldraledighetsdagar respektive föräldrapenningdagar för mammor och pappor, för dagar uttagna fram till barnets ettårsdag respektive barnets tvåårsdag.

Figur 2.2 Mammors uttag av föräldraledighetsdagar respektive föräldrapenningdagar fram till barnets ettårsdag

Varje stapel motsvarar 20 dagar. Dagar uttagna före barnets födelse är inkluderade, därför är det möjligt att ta fler än 365 dagar

Figur 2.2 visar att fördelningen skiljer sig kraftigt mellan de två måtten för mammors uttag under barnets första år. Det är större variation i uttaget av föräldrapenningdagar, medan antalet föräldraledighetsdagar är mer koncentrerat till högre nivåer. En stor andel av mammorna har ett föräldrapenninguttag i intervallet 180–280 dagar, medan uttaget av föräldraledighetsdagar enligt vårt mått ligger betydligt högre.

Figur 2.3 Mammors uttag av föräldraledighetsdagar respektive föräldrapenningdagar fram till barnets tvåårsdag

Dagar uttagna före barnets födelse är inkluderade. Varje stapel motsvarar 20 dagar.

På motsvarande sätt visar Figur 2.3 de två måtten för barnets två första år. Uttaget är koncentrerat till högre nivåer, och även här finns en förskjutning mellan måtten. Spridningen av föräldraledighetsdagarna är större än föräldrapenningdagarna, vilket är naturligt då det finns en begränsning i antalet föräldrapenningdagar som kan tas ut.

Figur 2.4 Pappors uttag av föräldraledighetsdagar respektive föräldrapenningdagar fram till barnets ettårsdag

Varje stapel motsvarar 20 dagar.

Mest iögonfallande är att uttaget av dagar för pappor är så mycket lägre än för mammor. I Figur 2.4 visas att under barnets första år tar drygt 60 procent mellan 0 och 20 föräldrapenningdagar och föräldraledighetsdagar, varav de flesta inte tar några dagar alls. 49 procent av alla pappor använder inte någon föräldrapenning under det första året (se Tabell 2.4).

Figur 2.5 Pappors uttag av föräldraledighetsdagar respektive föräldrapenningdagar fram till barnets tvåårsdag

Varje stapel motsvarar 20 dagar.

När pappors uttag fram till barnets tvåårsdag studeras i Figur 2.5 ser vi att den första kolumnen, gruppen med 0–20 dagar, minskar till cirka 30 procent. Användningen av föräldraledighetsdagar är jämnare fördelad än föräldrapenningdagarna, som minskar kraftigare när intervallen av dagar når högre nivåer.

Vi har även inkluderat ett mått på korrelationen mellan föräldraledighetsdagar och föräldrapenningdagar för att undersöka om det finns skillnader mellan mammor och pappor i hur måtten samvarierar. En hög korrelation (dvs. närmare maxvärdet 1) innebär att sambandet är starkt, dvs. att uttaget av föräldrapenningdagar ligger nära antalet föräldraledighetsdagar. I Tabell 2.3 anges korrelationen utan några villkor (första kolumnen), och sedan uppdelat på de vars uttag av föräldrapenningdagar var under respektive över medianen. Vi har även gjort separata analyser där de som inte tog ut några föräldrapenningdagar alls är exkluderade.

Tabellen visar att korrelationen är starkare för pappor än mammor, men att den sjunker något när föräldrar som inte tog ut några dagar alls exkluderas ur analysen. Den svagare korrelationen bland mammor beror på att spridningen av dagar är större, dvs. att det tycks finnas en större variation mellan antalet ersatta dagar som används och den totala längden på föräldraledighet. Det finns ingen större skillnad i korrelation för pappor vars föräldraledighetsdagar

understiger medianen, och de vars föräldraledighetsdagar överstiger medianen. För mammor är däremot skillnaden i korrelation stor mellan de som använder över respektive under medianen. Det beror förmodligen på att pappors uttag av ersatta dagar är mindre varierat och att längden på ledigheten också är mera sammanpressad, medan det finns mammor som sprider mycket på sina föräldrapenningdagar. Det senare verkar i extra hög grad gälla dem som tar ut många föräldrapenningdagar.

Tabell 2.3 Korrelationen mellan föräldrapenningdagar och föräldraledighetsdagar

Inga villkor

om dagar

Uttag under eller

på medianen

Uttag över medianen

Median föräldra-

penningdagar

Mammor

0,687

0,727

0,151

285,5

Pappor

0,872

0,729

0,713

51

Mammor (exkl. de utan uttag) 0,632

0,636

0,146

288

Pappor (exkl. de utan uttag)

0,818

0,582

0,659

73

Det är därmed tydligt att det genomsnittliga antalet dagar föräldraledighet och föräldrapenning skiljer sig åt. Tabell 2.4 visar att antal uttagna föräldraledighetsdagar fram till barnet fyller ett år är 304 dagar för mammor och 36 dagar för pappor, dvs. tio månader respektive en månad. Pappors del motsvarar 11 procent av dagarna. Det kan jämföras med ersatta föräldrapenningdagar under samma period: 223 dagar för mammor och 23 dagar för pappor, vilket motsvarar 7,5 månader respektive mindre än en månad. Pappors del motsvarar då 9 procent.

Tabell 2.4 Genomsnittligt antal föräldraledighetsdagar och föräldrapenningdagar för mammor och pappor

Föräldraledighets-

dagar

Föräldrapenning-

dagar

Andel som använde föräldrapenning under

perioden (i %)

1 år Mammor 304 (10 mån) 223 (7,5 mån)

97

Pappor 36 (1 månad) 23 (<1 månad)

51

Pappors andel av dagarna 11 %

9 %

2 år Mammor 398 (>13 mån) 281 (<9,5 mån)

98

Pappor 103 (3,5 mån) 67 (>2 mån)

77

Pappors andel av dagarna 21 %

19 %

Antal mammor och pappor: 42

931. Alla föräldrar är inkluderade, även de som inte använder några

dagar alls.

Fram till barnet fyller två år har mammor i genomsnitt använt 398 föräldraledighetsdagar och pappor 103 dagar, drygt 13 månader respektive 3,5 månader. Pappors andel av föräldraledighetsdagarna utgör 21 procent. Motsvarande siffror för föräldrapenningdagarna är 281 respektive 67 dagar, dvs. mindre än 9,5 månader respektive drygt två månader. Pappors del motsvarar här 19 procent. Pappor använder alltså i genomsnitt de två reserverade månaderna inom två års tid, men sett till det bredare måttet på föräldraledighet (föräldraledighetsdagar) använder pappor nästan 3,5 månader ledighet.

2.8 Faktorer som påverkar uttag av föräldraledighet och föräldrapenning

Inledningsvis diskuterades faktorer som är relaterade till längden på föräldraledighet, exempelvis inkomst, utbildningsnivå, arbetsmarknadssektor och föräldrarnas ålder. Syftet här är att analysera hur dessa faktorer samvarierar med uttaget av föräldraledighetsdagar respektive föräldrapenningdagar. Analyserna görs separat för mammor och pappor och det är uttaget under de första två åren som står i fokus. Resultaten redovisas i Tabell 2.5 (mammor) och 2.6 (pappor) i appendix. I appendix finns också analyser där föräldrar som inte använde några föräldrapenningdagar har exkluderats (Tabell 2.7 och 2.8). Denna grupp utgör en större del av papporna. Resultaten

från regressionerna diskuteras separat för mammor och pappor och de mycket olika intervallen av uttag bör hållas i minne när tabellerna läses.

2.8.1 Analyser av mammor

Vi börjar med mammors föräldraledighet och föräldrapenninguttag och dess samband med inkomst (appendix Tabell 2.5). Det är tydligt att mammor med medelinkomst tar längst föräldraledighet och att både lägre och högre inkomst indikerar en kortare ledighet. För föräldrapenninguttag finns samma mönster men skillnaderna är mindre mellan de olika inkomstgrupperna, vilket delvis beror på att antalet föräldrapenningdagar är färre än möjliga föräldraledighetsdagar och att spridningen därmed blir mindre.

I modellerna är även pappans inkomst inkluderad. Om pappan inte har någon inkomst tar mamman längre föräldraledighet och även fler föräldrapenningdagar. Om pappan har låg inkomst och även något över medelinkomst använder mamman många föräldraledighetsdagar. När pappans inkomst är över taket i socialförsäkringen är längden på mammans föräldraledighet densamma som i de fall där pappan har medelhög inkomst. Troligen har dessa mammor ekonomisk möjlighet att vara hemma men väljer kortare ledighet av andra anledningar. För mammans föräldrapenninguttag är sambandet med pappans inkomst istället negativt: ju högre inkomst pappan har desto färre föräldrapenningdagar tar mamman ut. Anledningarna är troligen att familjen har råd att sprida på dagarna under mammans föräldraledighet och att pappan tar en större del av föräldrapenningen.

Av analysen framgår också att hushållsinkomsten samvarierar med mammans föräldraledighet och föräldrapenningdagar. Mammans föräldraledighet är längre om hushållsinkomsten är medelstor eller något högre, men kortare för de med allra högst hushållsinkomst respektive lägre inkomster. För föräldrapenninguttag är sambandet istället negativt, dvs. ju högre hushållsinkomsten är desto färre föräldrapenningdagar tar mamman. Detta är samma sambandsmönster som finns mellan pappans inkomst och mammans föräldrapenninguttag.

Vidare är det tydligt att en stabil position på arbetsmarknaden innebär att mamman tar både längre föräldraledighet och fler

föräldrapenningdagar.6Egenföretagare tar tvärtom kortare ledighet och färre föräldrapenningdagar. Mammor anställda i statlig sektor tar kortare ledighet och färre föräldrapenningdagar än mammor anställda i privat sektor. De som arbetar inom landstinget tar något längre ledighet än privatanställda och det finns visst stöd för att de som arbetar inom den kommunala sektorn också gör det.

Gällande utbildning visar analysen att mammans utbildningsnivå är negativt relaterad till både föräldraledighet och föräldrapenning. Ju högre utbildning mamman har desto färre dagar föräldraledighet och föräldrapenning använder hon.

Vidare finns en tendens till negativt samband mellan ålder och föräldraledighet respektive föräldrapenning. Särskilt de yngsta mammorna tar längre föräldraledighet och fler föräldrapenningdagar. Mammor som invandrat de senaste fem åren och därmed inte haft samma chans att etablera sig på arbetsmarknaden tar lika lång föräldraledighet som andra mammor men fler föräldrapenningdagar.7

2.8.2 Analyser av pappor

I analyserna av pappors föräldraledighet och föräldrapenningdagar finner vi delvis liknande mönster som för mammor (appendix Tabell 2.6). Även bland pappor är det tydligt att de med medelinkomst tar längst föräldraledighet. Både de med högre och de med lägre inkomst tar kortare föräldraledighet och mönstret är detsamma men något svagare för föräldrapenningdagar.

När pappor som inte tagit ut någon föräldrapenning alls exkluderas från modellen förändras mönstren för inkomst (se Tabell 2.8 i appendix). Sambanden blir antingen svagare eller icke signifikanta, och det finns inga skillnader i uttag mellan olika inkomstgrupper förutom för dem med högst inkomst. Pappor utan inkomst eller med låg inkomst tar inte färre föräldrapenningdagar och bara till viss del färre föräldraledighetsdagar än pappor med medelinkomst. Detta beror på en polarisering bland pappor med låg eller ingen inkomst; dessa pappor tenderar att antingen ha ett relativt stort uttag av föräldrapenning och föräldraledighetsdagar eller att inte ta ut någon föräldrapenning eller ledighet alls.

6 Stabil position på arbetsmarknaden är här definierat som minst tre år med inkomst över 180 kronor om dagen (motsvarar det dåvarande grundbeloppet i föräldraförsäkringen). 7 De analyser där mammor som inte använt någon föräldrapenning har exkluderats visar genomgående mycket liknande resultat som de som redovisas här, se Tabell 2.7 i appendix.

Sambandet mellan mammans inkomst och pappans föräldraledighet är positivt (Tabell 2.6); ju högre inkomst mamman har desto fler föräldraledighetsdagar tar pappan ut. Sambandet med pappans föräldrapenning ser dock annorlunda ut. Han tar ut fler föräldrapenningdagar såväl om mamman har låg eller ingen inkomst som om hon har högre inkomst, jämfört med par där mamman har medelinkomst.

Hushållsinkomsten är positivt relaterad till pappors föräldraledighet, dvs. ju högre hushållsinkomst desto längre föräldraledighet. Det finns dock ingen signifikant skillnad i pappors föräldrapenninguttag mellan hushåll med låga inkomster och hushåll med medelinkomst. Bland de två femtedelar av hushållen som har högst inkomst finns dock ett positivt samband med pappans uttag. Mönstret är det omvända jämfört med mönstret som vi såg för mammors föräldrapenningdagar. Om pappor som inte tog ut någon föräldrapenning alls exkluderas förändras mönstret på så sätt att pappor i hushåll med låga inkomster tar fler föräldraledighets- och föräldrapenningdagar än pappor i hushåll med medelinkomst. Vi ser alltså återigen en polarisering i hushåll med låg inkomst; pappor i dessa hushåll tar antingen ingen eller relativt mycket föräldraledighet och föräldrapenning.

Om pappan är etablerad på arbetsmarknaden så tar han längre föräldraledighet och fler föräldrapenningdagar. Det visar sig dock att när pappor utan föräldrapenningdagar exkluderas så försvinner sambanden, och för uttaget av föräldrapenning blir det istället negativt. Att så sker visar betydelsen av att vara etablerad på arbetsmarknaden för att pappor överhuvudtaget ska ta ut föräldrapenning.

Pappor som är egenföretagare tar kortare föräldraledighet och färre föräldrapenningdagar än anställda pappor. Bland egenföretagande pappor försvinner det negativa sambandet för föräldraledighetsdagarna när pappor som inte tog några dagar exkluderas ur analysen, dvs. det finns ingen skillnad i längden på ledighet mellan anställda och egenföretagare som tar ut föräldrapenning, men en stor andel av egenföretagande pappor tar inte ut någon föräldrapenning alls.

Anställda pappor inom privat sektor tar kortare ledighet och färre föräldrapenningdagar jämfört med dem som arbetar inom stat, kommun eller landsting.

Pappor med högskoleutbildning tar längre föräldraledighet och fler föräldrapenningdagar än de med grund- och gymnasieutbild-

ning. Pappor som invandrat de senaste fem åren tar kortare föräldraledighet och färre föräldrapenningdagar. Vidare finns en tendens till positivt samband mellan pappors ålder och föräldraledighet respektive föräldrapenning, om än avtagande för de äldsta papporna.

2.9 Diskussion och slutsats

Detta kapitel undersöker föräldrars föräldraledighet och föräldrapenninguttag genom att deskriptivt visa hur långa dessa uttag är och genom att med regressionsmodeller undersöka vilka karaktäristika som står i samband med olika längd på föräldraledighet och föräldrapenninguttag. Syftet är att uppdatera kunskapen om dessa samband men främst att jämföra de två måtten.

Den viktigaste slutsatsen gällande längden på ledighet är att den skiljer sig starkt beroende på om endast antalet dagar ersatta med föräldrapenning mäts, eller om man också inkluderar icke-ersatta dagar i måttet. Längden på ledighet varierar naturligtvis också kraftigt mellan mammor och pappor. Denna studie finner att den genomsnittliga längden på mammors föräldraledighet under barnets första två år är 13 månader, varav 9,5 månader med föräldrapenning. För pappor skattas den genomsnittliga längden till 3,5 månader, varav två månader med föräldrapenning. Längden på föräldraledigheten bygger på skattningar av icke-ersatta dagar, och de antaganden vi gjort för att inkludera dessa i måttet på föräldraledighetsdagar kan naturligtvis diskuteras. Att den genomsnittliga längden stämmer väl överens med tidigare enkätstudier där föräldrar uppgivit längden på sin föräldraledighet tyder på att vår definition träffar ganska rätt.

Då de flesta tidigare studier gjorts på föräldrapenninguttag, information som är tillgänglig i registerdata, är det viktigt att ta reda på hur väl föräldrapenninguttag motsvarar den reella tiden som en förälder är borta från sitt arbete. Som visats här är antalet föräldrapenningdagar inte ett särskilt exakt mått om man är primärt intresserad av den faktiska frånvaron från förvärvsarbete. Svenska data bör hanteras försiktigt t.ex. i internationella jämförelser då tiden utanför arbetsmarknaden lätt underskattas. Om det finns stora skillnader i vilka grupper som tar lång föräldraledighet och många föräldrapenningdagar är det något som bör beaktas när föräldrapenninguttag används som indikator på frånvaro från

arbetslivet. Denna studie visar att föräldraledighet och föräldrapenninguttag delvis korrelerar för både mamman och pappan. För både pappor som tar många och pappor som tar få föräldrapenningdagar korrelerar föräldrapenningdagarna relativt väl med måttet på föräldraledighet. För mammor är korrelationen svag bland de som tagit många föräldrapenningdagar och variationen stor i hur lång föräldraledighet ett visst antal föräldrapenningdagar motsvarar.

Regressionsanalyserna visar dock att i de flesta fall så samvarierar vårt mått på föräldraledighet och föräldrapenning med samma bakomliggande individkaraktäristika. För både mammor och pappor samvarierar föräldraledighet och föräldrapenning på samma sätt med ålder, utbildning, arbetsmarknadsetablering, egenföretagande och till stor del sektorstillhörighet.

För både mammor och pappor samvarierar även den individuella inkomsten med föräldraledighet och föräldrapenning. För båda föräldrarna finner vi att det är medelinkomsttagare som tar längst föräldraledighet och flest föräldrapenningdagar. Skillnader mellan föräldrapenning och föräldraledighet när det gäller samvariation med andra faktorer finns främst för faktorerna hushållsinkomst och den andra förälderns inkomst. Mammor i hushåll med låga inkomster tar fler föräldrapenningdagar men kortare ledighet och mammor i hushåll med relativt höga inkomster gör tvärtom; de tar färre föräldrapenningdagar men längre ledighet. Detta visar inkomstens betydelse för hur man sprider sina dagar. Gällande betydelsen av den andra förälderns inkomst finner vi på liknande sätt för mammors del att om pappan tjänar mycket så tar hon färre föräldrapenningdagar, medan föräldraledigheten är längre. För pappans del finner vi att om mamman har låg inkomst så tar pappan fler föräldrapenningdagar, men kortare föräldraledighet. Det finns därmed vissa förbehåll för hur väl föräldrapenningdagar mäter föräldraledighet. Om pappan tjänar mycket sprider mamman på sina föräldrapenningdagar och är hemma länge, medan om mamman tjänar mycket tar pappan både längre föräldraledighet och fler föräldrapenningdagar. Det är troligt att de relativa resurserna värderas olika i hushållet och detta är något som bör undersökas vidare. Idealt borde också inkomstuppgifterna kompletteras med båda föräldrars avtal om extra ersättning från arbetsgivare under föräldraledigheten.

Skillnader mellan olika föräldragrupper i hur lång föräldraledighet de tar kan ge indikationer om vilka grupper som använder

flexibiliteten i föräldraledighetssystemet, bland annat möjligheten att sprida på dagarna. Vad gäller samband med inkomsten är det dock viktigt att tänka på att den kan samvariera med arbetsplatsfaktorer. Det är troligt att de med låg och de med hög inkomst avstår från lång föräldraledighet och mycket föräldrapenning av olika anledningar. Mammor och pappor med låg inkomst har inte ekonomisk möjlighet att vara hemma länge även om de vill, medan mammor och pappor med hög inkomst kan ha arbeten som är svåra att frånvara ifrån. Det kan också vara ett val att återgå i arbete tidigare, exempelvis då man ser mycket positivt på förskola, vill spara ledighet till längre semestrar när barnet går på förskola, har karriärskäl eller helt enkelt tycker om sitt arbete. De kan också mer ofta vilja dela ledigheten med den andra föräldern. Det är möjligt och troligt att preferenserna för hur lång föräldraledigheten bör vara skiljer sig mellan olika grupper av föräldrar och det finns även andra faktorer av vikt för föräldraledighet utöver preferenser som vi inte har inkluderat analyserna, t.ex. barnets födelsemånad och tillgång till förskola.

Det är också viktigt att komma ihåg att mönstren för föräldrapenninguttag och föräldraledighet är föränderliga. Eftersom gruppen av användare och normerna kring användande har förändrats över tid bör man vara försiktig med att förlita sig på tidigare studier om vad som samvarierar med mammors och pappors föräldraledighet och föräldrapenning för att dra slutsatser om dagens förhållanden. Dessutom har reglerna för uttag och generositeten i försäkringen förändrats och troligen kommer den nya regeln om att 80 procent av försäkringen ska användas inom fyra år att påverka föräldrars strategier för användning. Detta kapitel har visat problem med att mäta föräldraledighet med föräldrapenning men också likheter mellan måtten. Särskilt viktigt är att individuell inkomst samvarierar med de två måtten på ett likartat sätt.

Referenser

Ahrne, G. och C. Roman (1997). Hemmet, barnen och makten.

SOU 1997:139. Stockholm: Fritzes. Albrecht, J. W., P-A. Edin, M. Sundström, och B. Vroman (1999).

“Career interruptions and subsequent earnings: A reexamination using Swedish data”, Journal of Human Resources, 34(2): 294– 311. Almqvist, A., A. Sanberg, och L. Dahlgren (2010). ”Papporna och

motiven: Den svenska föräldraledigheten i ett geografiskt perspektiv”, Working Paper in Social Insurance 2010: 1, Stockholm: Försäkringskassan. Alsarve, J., och K. Boye (2012). ”Inte bara jämställdhet: Beslut om

föräldraledighet, moderskaps- och faderskapsideal och idéer om barns bästa”, Sociologisk Forskning, 49(2): 103–128. Bekkengen, L. (2002). Man får välja – om föräldraskap och föräldra-

ledighet i arbetsliv och familjeliv. Malmö: Liber.

Bergnéhr, D. (2008). Timing parenthood: Family, independence and

ideals of life. Avhandling. Linköping: Linköping University

Press. Bygren, M. och A-Z. Duvander (2006). ”Parents’ workplace situa-

tion and fathers’ parental leave use”, Journal of Marriage and

Family Review, 68(2): 363–372.

Cedstrand, S. (2011). Från idé till politisk verklighet. Föräldra-

politiken i Sverige och Danmark. Umeå: Boréa förlag.

Duvander, A-Z. (2006a). Föräldrarnas användning av föräldraför-

säkringen, i Analyserar 2006:5. Stockholm: Försäkringskassan.

Duvander, A-Z. (2006b). När är det dags för dagis? En studie om vid

vilken ålder barn börjar förskola och föräldrars åsikt om detta,

Working Paper No 2. Stockholm: Institutet för framtidsstudier. Duvander, A-Z., och G. Andersson (2006). ”Gender equality and

fertility in Sweden: A study on the impact of the father’s uptake of parental leave on continued childbearing”, Marriage and

Family Review, 39(1/2): 121–142.

Elvin-Nowak, Y. (2005). Den som passar bäst gör mest – Samman-

ställning och analys av forskning om föräldrars föreställningar och attityder kring föräldraledighet. Bilaga 3 till Reformerad

föräldraförsäkring. Kärlek Omvårdnad Trygghet. Betänkande av föräldraförsäkringsutredningen, SOU 2005:73. Stockholm: Fritzes.

Evertsson, M. och A-Z. Duvander (2010). ”Parental leave-

possibility or trap? Does family leave length effect Swedish women’s labour market opportunities?”, European Sociological

Review, 27(4): 435–450.

Försäkringskassan (2010). Orsaker till att föräldrar inte ansökte om

jämställdhetsbonus år 2010. Socialförsäkringsrapport 2010:15.

Stockholm: Försäkringskassan. Försäkringskassan (2011). Socialförsäkringstaket och föräldralön.

Ekonomi vid föräldraledighet. Socialförsäkringsrapport 2011:11.

Stockholm: Försäkringskassan. Försäkringskassan (2012). Föräldrapenning. Analys av användandet

1974–2011, Socialförsäkringsrapport 2012:9. Stockholm:

Försäkringskassan. Försäkringskassan (2013a). De jämställda föräldrarna. Vad ökar

sannolikheten för ett jämställt föräldrapenninguttag? Socialförsäk-

ringsrapport 2013:8. Stockholm: Försäkringskassan. Försäkringskassan (2013b). Tabell: Antal uttagna nettodagar vid

uppnådd ålder på barnet efter födelseår, 1999–. Försäkringskassan. Ferrarini, T. och A-Z. Duvander (2010). “Earner-carer model at the

cross-roads: Reforms and outcomes of Sweden’s family policy in comparative perspective”, International Journal of Health

Services, 40(3): 373–398.

Geisler, E. och M. Kreyenfeld, M (2011). “Against all odds: Fathers'

use of parental leave in Germany”, Journal of European Social

Policy, 21(1): 88–99.

Haas, L., K. Allard och P. Hwang (2002). “The impact of orga-

nizational culture on men’s use of parental leave in Sweden”,

Community, Work & Family, 5(3): 319–342.

Hobson, B., A-Z. Duvander och K. Halldén (2006). Men and

women’s agency and capabilities to create a worklife balance in diverse and changing institutional contexts, i Lewis, J., (red.),

Children, changing families and welfare states. Cheltenham:

Edward Elgar. Inspektionen för socialförsäkringen (2012). Ett jämställt uttag?

Reformer inom föräldraförsäkringen. Rapport 2012:4. Stockholm:

Inspektionen för socialförsäkringen.

Inspektionen för socialförsäkringen (2013). Föräldrapenning och

föräldraledighet. Mått på olika aspekter av föräldraledighet.

Rapport 2013:13. Stockholm: Inspektionen för socialförsäkringen. Karimi, A., E. Lindahl och P. Skogman Thoursie (2012). ”Labour

supply responses to paid parental leave”, IFAU Working paper 2012:22 Uppsala: IFAU. Klinth, R. (2002). Göra pappa med barn. Den svenska pappa-

politiken 1960–1995. Umeå: Boréa förlag.

Lorentzi, U. (red.) (2004). Vems valfrihet? Debattbok för en delad

föräldraförsäkring. Stockholm: Agora.

Lundqvist, Å. (2011). Family paradoxes: gender equality and labour

market regulation in Sweden, 1930–2010. Bristol: Policy Press.

Prop. 2013/14:4. Nya åldersgränser och ökad flexibilitet i föräldra-

försäkringen.

Riksförsäkringsverket (2003). Socialförsäkringsboken 2003.

Stockholm: Riksförsäkringsverket. Riksförsäkringsverket (2004). Flexibel föräldrapenning – hur

mammor och pappor använder föräldrapenningen och hur länge de är föräldralediga. RFV Analyserar 2004:14. Stockholm:

Riksförsäkringsverket. Riksförsäkringsverket (2005). Socialförsäkringsboken 2005.

Stockholm: Riksförsäkringsverket. Sjögren Lindqvist, G. och E. Wadensjö (2005). Inte bara social-

försäkringar. Kompletterande ersättningar vid inkomstbortfall.

Rapport till ESS 2005:2. Stockholm. Skolverket (2013). Tabell 1b: Inskrivna barn efter ålder och kön

2005–2012. Andel av alla barn i befolkningen. Skolverket. SOU 2005:73. Reformerad föräldraförsäkring. Kärlek Omvårdnad

Trygghet.

Betänkande av föräldraförsäkringsutredningen.

Stockholm: Fritzes. Stanfors, M. (2007). Mellan arbete och familj. Ett dilemma för

kvinnor i 1900-talets Sverige. Stockholm: SNS Förlag.

Sundström, M. (1996). “Determinants of the use of parental leave

benefits by women in Sweden in the 1980s”, Scandinavian

Journal of Social Welfare, 5(2): 76–82.

Sundström, M. och A-Z. Duvander (2002). “Gender division of

childcare and the sharing of parental leave among new parents in Sweden”, European Sociological Review, 18(4): 433–447.

Appendix

De oberoende variabler som inkluderas i analysen redovisas nedan. Föräldrarnas ålder vid barnets födelse, kategoriserad i femårsintervall. Föräldrarnas utbildningsnivå under 2009 finns med som en kategorisk variabel med tre olika nivåer: låg, mellan och hög. Låg motsvarar upp till tvåårigt gymnasium, mellan treårigt gymnasium upp till eftergymnasial utbildning om max två år och hög motsvarar eftergymnasial utbildning om minst tre år.

Som inkomstmått används pensionsgrundande inkomst året innan barnet föds. Denna variabel är indelad i fem olika kategorier: ingen inkomst, inkomst mellan 0 och 5 prisbasbelopp, mellan 5 och 7,5 prisbasbelopp, mellan 7,5 och 10 prisbasbelopp och över 10 prisbasbelopp. 1 prisbasbelopp motsvarade 42 800 kronor under 2009. Att denna indelning har valts beror på att inom föräldraförsäkringen ges ersättningen på 77,6 procent av den sjukpenninggrundande inkomsten, upp till tio prisbasbelopp. I regressionstabellerna samt i den deskriptiva statistiken är prisbasbeloppen ersatta med faktiska belopp i kronor.

Förälderns etablering på arbetsmarknaden skattas genom att inkludera en variabel som anger om personen haft över minimiinkomst tre år i följd innan barnets födelse. Minimiinkomst motsvarar ersättningen i grundnivån i föräldrapenningen, dvs. 180 kronor per dag.

Arbetsmarknadssektor har inkluderats, och anger om föräldern arbetar statligt, privat, kommunalt eller inom landstinget. Det finns en inte försumbar grupp om föräldrar som inte har någon uppgift om sektor, och därmed sannolikt inte finns på arbetsmarknaden. Dessa är inkluderade i analysen. Vi har även inkluderat en variabel som anger huruvida föräldern är anställd eller egenföretagare.

Slutligen anger en variabel om föräldern har invandrat till Sverige inom de senaste fem åren, vilket skulle kunna medföra mindre kunskap om socialförsäkringssystemet och begränsade ekonomiska möjligheter att sprida på ledigheten.

Tabell 2.5 Linjär regressionsmodell av mammors uttag av föräldraledighetsdagar respektive föräldrapenningdagar

Förklarande variabler Föräldraledighetsdagar Föräldrapenningdagar Modell 1 Modell 2 Modell 3 Modell 4 Ålder

Yngre än 21

17.12*** 11.47*** 28.57*** 24.05***

21–25

0.91 -3.34 13.50*** 10.81***

26–30

ref

ref

ref

ref

31–35

-1.77 -5.25** -3.81*** -4.75***

Äldre än 35

0.60 -4.97* -1.29 -2.70

Utbildning

Låg

9.78*** 11.02*** 25.28*** 26.21***

Mellan

ref

ref

ref

ref

Hög -19.10*** -20.81*** -33.03*** -33.42***

Inkomst, PGI (tkr)

Ingen inkomst

-53.17***

-11.90***

1 -<214

-36.74***

-5.82***

214 - <321

ref

ref

321 - <428

-24.29***

-19.80***

428 och över

-64.10***

-32.76***

Pappans inkomst, PGI (tkr)

Ingen inkomst

22.49***

52.36***

1 - <214

8.34***

23.55***

214 - <321

ref

ref

321 - <428

5.22**

-7.68***

428 och över

3.24

-9.06***

Hushållsinkomst i kvintiler, PGI (tkr)

0–272

-10.65***

33.45***

272–452

-18.17***

2.62

452–564

ref

ref

564–689

7.01***

-8.94***

689 och över

-14.37***

-26.73***

Etablerad på arbetsmarknaden

Nej

Ref ref

ref

ref

Ja

25.13*** 29.94*** 8.76*** 13.56***

Invandrat senaste 5 åren

Nej

Ref ref

ref

ref

Ja

3.44 1.89 18.46*** 17.34***

Arbetsmarknadssektor

Statlig -17.33*** -11.46*** -20.68*** -17.77*** Privat Ref ref ref ref Kommunal 0.46 5.02** 2.21* 4.03*** Landsting 11.59*** 16.31*** -3.19 -0.36 Uppgift saknas -41.49*** -55.07*** -17.34*** -25.30***

Egenföretagare

Nej

Ref ref

ref

ref

Ja -33.63*** -38.06*** -30.87*** -32.79*** Uppgift saknas utelämnad utelämnad utelämnad utelämnad

Konstant

413.25*** 401.52*** 284.35*** 281.09***

Justerad R2

0.07 0.05 0.16 0.15

Antal individer

41918 41918 41918 41918

F-värde

151.31 143.11 391.65 434.37

Signifikansnivå: ***=0,001, **=0,01, *=0,05

Tabell 2.6 Linjär regressionsmodell av pappors uttag av föräldraledighetsdagar respektive föräldrapenningdagar

Förklarande variabler Föräldraledighetsdagar Föräldrapenningdagar Modell 1 Modell 2 Modell 3 Modell 4 Ålder

Yngre än 21

-10.48** -14.51*** -6.93** -9.14***

21–25 -13.92*** -13.90*** -8.37*** -8.42*** 26–30 ref ref ref ref 31–35 6.76*** 5.25*** 3.01*** 2.46** Äldre än 35 1.54 -1.13 -2.23* -2.94**

Utbildning

Låg -10.23*** -10.30*** -5.51*** -5.72*** Mellan ref ref ref ref Hög 37.08*** 35.32*** 25.98*** 25.47***

Inkomst, PGI (tkr)

Ingen inkomst

-34.59***

-19.90***

1 - <214

-25.29***

-13.44***

214 - <321

ref

ref

321 - <428

-0.29

0.71

428 och över

-20.78***

-6.96***

Mammans inkomst, PGI (tkr)

Ingen inkomst

-7.42***

2.99*

1 - <214

-1.33

2.98***

214 - <321

ref

ref

321 - <428

22.54***

15.66***

428 och över

26.54***

21.51***

Hushållsinkomst i kvintiler, PGI (tkr)

0–272

-14.51***

-1.27

272–452

-4.43**

0.61

452–564

ref

ref

564–689

10.25***

5.82***

689 och över

12.53***

12.06***

Etablerad på arbetsmarknaden

Nej

Ref ref

ref

ref

Ja

8.00*** 12.58*** 3.09** 7.31***

Invandrat senaste 5 åren

Nej

Ref ref

ref

ref

Ja -18.98*** -20.50*** -13.20*** -13.68***

Arbetsmarknadssektor

Statlig

17.45*** 20.26*** 11.94*** 13.24***

Privat

Ref ref

ref

ref

Kommunal

18.72*** 21.35*** 12.72*** 13.47***

Landsting

21.78*** 22.89*** 16.19*** 16.80***

Uppgift saknas -16.43*** -27.03*** -10.85*** -18.57***

Egenföretagare

Nej

Ref ref

ref

ref

Ja -14.56*** -15.93*** -14.56*** -15.72*** Uppgift saknas utelämnad utelämnad utelämnad utelämnad

Konstant

99.29*** 89.68*** 62.32*** 56.37***

Justerad R2

0.13 0.11 0.12 0.11

Antal individer

41930 41930 41930 41930

F-värde

286.33 319.65 263.42 298.43

Signifikansnivå: ***=0,001, **=0,01, *=0,05

Tabell 2.7 Linjär regressionsmodell av mammors uttag av föräldraledighetsdagar respektive föräldrapenningdagar. Mammor som inte använde någon föräldrapenning är exkluderade.

Förklarande variabler Föräldraledighetsdagar Föräldrapenningdagar Modell 1 Modell 2 Modell 3 Modell 4 Ålder

Yngre än 21

4.06 -0.86 18.29*** 14.15***

21–25

-2.92 -6.67*** 10.69*** 8.34***

26–30

ref

ref ref

ref

31–35

-0.02 -3.46* -2.54* -3.45**

Äldre än 35

3.96 -1.58 0.89 -0.46

Utbildning

Låg

6.19*** 7.39*** 22.68*** 23.56***

Mellan

ref

ref ref

ref

Hög -17.26*** -19.65*** -31.89*** -32.72***

Inkomst, PGI (tkr)

Ingen inkomst

-48.23***

-7.59*

1 - <214

-28.30***

0.31

214 - <321

ref

ref

321 - <428

-26.55***

-21.35***

428 och över

-67.61***

-35.11***

Pappans inkomst, PGI (tkr)

Ingen inkomst

17.21***

48.89***

1 - <214

6.10***

22.09***

214 - <321

ref

ref

321 - <428

6.71***

-6.71***

428 och över

5.94**

-7.30***

Hushållsinkomst i kvintiler, PGI (tkr)

0–272

-13.79***

31.88***

272–452

-15.82***

4.66***

452–564

ref

ref

564–689

4.21*

-10.97***

689 och över

-18.04***

-29.39***

Etablerad på arbetsmarknaden

Nej

ref

ref ref

ref

Ja

21.35*** 23.42*** 5.87*** 8.79***

Invandrat senaste 5 åren

Nej

ref ref

ref

ref

Ja

-5.11* -6.74** 12.39*** 11.17***

Arbetsmarknadssektor

Statlig -18.58*** -13.14*** -21.62*** -19.04*** Privat ref ref ref ref Kommunal -1.34 3.51* 0.95 2.95** Landsting 9.19*** 13.67*** -4.98** -2.35 Uppgift saknas -11.10* -25.36*** 6.60* -1.32

Egenföretagare

Nej

ref ref

ref

ref

Ja -27.94*** -31.20*** -27.21*** -28.32*** Uppgift saknas utelämnad utelämnad utelämnad utelämnad

Konstant

417.21*** 411.50*** 287.44*** 288.34***

Justerad R2

0.05 0.04 0.19 0.18

Antal individer

41335 41335 41335 41335

F-värde

108.74 93.07 457.44 518.28

Signifikansnivå: ***=0,001, **=0,01, *=0,05

Tabell 2.8 Linjär regressionsmodell av pappors uttag av föräldraledighetsdagar respektive föräldrapenningdagar. Pappor som inte använde någon föräldrapenning är exkluderade.

Förklarande variabler Föräldraledighetsdagar Föräldrapenningdagar Modell 1 Modell 2 Modell 3 Modell 4 Ålder

Yngre än 21

-9.07 -13.63** -2.72 -5.81

21–25 -16.31*** -17.15*** -9.31*** -10.04*** 26–30 ref ref ref ref 31–35 10.12*** 9.01*** 4.79*** 4.69*** Äldre än 35 9.87*** 7.91*** 2.03 2.21*

Utbildning

Låg

-7.49*** -7.08*** -2.63** -2.62**

Mellan

ref

ref

ref

ref

Hög

33.12*** 31.60*** 23.68*** 23.49***

Inkomst, PGI (tkr)

Ingen inkomst

-10.87

-0.61

1 - <214

-7.87***

-0.91

214 - <321

ref

ref

321 - <428

-1.88

0.14

428 och över

-18.93***

-4.25***

Mammans inkomst, PGI (tkr)

Ingen inkomst

9.46***

19.11***

1 - <214

5.11***

7.99***

214 - <321

ref

ref

321 - <428

21.60***

15.39***

428 och över

25.48***

21.63***

Hushållsinkomst i kvintiler, PGI (tkr)

0–272

11.38***

20.29***

272–452

6.57***

8.26***

452–564

ref

ref

564–689

7.62***

4.23***

689 och över

10.28***

11.46***

Etablerad på arbetsmarknaden

Nej

ref

ref

ref

ref

Ja

-1.15 1.99 -3.79** -0.09

Invandrat senaste 5 åren

Nej

ref

ref

ref

ref

Ja -21.23*** -21.74*** -14.63*** -14.09***

Arbetsmarknadssektor

Statlig

18.56*** 21.31*** 13.06*** 14.08***

Privat

ref

ref

ref

ref

Kommunal

18.19*** 20.99*** 12.90*** 13.37***

Landsting

18.86*** 20.42*** 14.56*** 15.56***

Uppgift saknas

-1.89 -7.77* 1.19 -2.06

Egenföretagare

Nej

ref

ref

ref

ref

Ja

2.75 3.08 -6.27*** -6.22***

Uppgift saknas utelämnad utelämnad utelämnad utelämnad

Konstant

120.54*** 114.18*** 75.95*** 72.07***

Justerad R2

0.06 0.06 0.07 0.06

Antal individer

32540 32540 32540 32540

F-värde

107.33 116.98 113.98 129.93

Signifikansnivå: ***=0,001, **=0,01, *=0,05

Tabell 2.9 Deskriptiv statistik över de ingående variablerna

Mammor

Pappor

n andel n andel

Ålder

Yngre än 21

2 696 6,3 965 2,3

21–25

10 091 23,5 6 238 14,5

26–30

16 336 38,1 14 545 33,9

31–35

10 527 24,5 13 547 31,6

Äldre än 35

3 281 7,6 7 636 17,8

Utbildning

Låg (upp till 2-årigt gym.)

6 590 15,4 9 618 22,4

Mellan (3-årigt gym. – eftergym. utb. 2 år)

17 990 41,9 20 146 46,9

Hög (eftergym. utb. 3 år – forskarutb.)

17 338 40,4 12 166 28,3

Uppgift saknas

1 013 2,4 1 001 2,3

Inkomst, PGI (tkr)

Ingen inkomst

4 818 11,2 3 943 8,1

1- < 214

13 838 32,2 8 810 20,5

214 - < 321

16 208 37,8 13 924 32,4

321 - < 428

5 599 13,0 10 303 24,0

428 och över

2 468 5,8 6 401 14,9

Hushållsinkomst i kvintiler, PGI (tkr)

0–272

8 587 20,0 8 587 20,0

272–452

8 586 20,0 8 586 20,0

452–564

8 586 20,0 8 586 20,0

564–689

8 586 20,0 8 586 20,0

689 och över

8 586 20,0 8 586 20,0

Invandrat senaste 5 åren

Nej

37 889 88,3 38 507 89,7

Ja

5 042 11,7 4 424 10,3

Etablerad på arbetsmarknaden

Nej

15 951 37,2 11 417 26,6

Ja

26 980 62,9 31 514 73,4

Arbetsmarknadssektor

Statlig

2 116 4,9 2 029 4,7

Privat

23 695 55,2 33 984 79,2

Kommunal

9 136 21,3 2 297 5,4

Landsting

2 820 6,6 757 1,8

Uppgift saknas

5 164 12,0 3 864 9,0

Egenföretagare

Nej

36 825 85,8 36 362 84,7

Ja

942 2,2 2 705 6,3

Uppgift saknas

5 164 12,0 3 864 9,0

Totalt antal

42 931

42 931

3. Vem ska vara hemma, när och varför? Förhandlingar om föräldraledighetens fördelning

Christine Roman

3.1 Inledning

Föräldraförsäkringen är en reform som tillkommit för att underlätta för föräldrar att förena förvärvsarbete med barn. Den har också setts som ett viktigt verktyg för att uppnå den officiella politiska målsättningen att män och kvinnor ska dela lika på ansvaret för såväl ekonomisk försörjning, som omsorg och hushållsarbete. Ett huvudskäl för dess tillkomst 1974 var visserligen att göra det möjligt för kvinnor med små barn att förvärvsarbeta – ända till 1986 krävdes att kvinnan hade en egen inkomst över garantinivån på sjukpenningen för att mannen skulle få ta ut föräldraförsäkring – men övergången från en moderskapspenning till en föräldraförsäkring återspeglar att den också var en viktig jämställdhetspolitisk fråga. Samma sak gäller det faktum att utredningen som föreslog förändringen poängterade att försäkringen måste utformas på ett sätt som inte hindrar fäder att vara hemma (SOU 1972:34: 224). Detta var något nytt. Från att i första hand ha handlat om mödrars möjlighet att välja mellan att vara hemarbetande eller förvärvsarbetande började den praktiska omsorgen om barnen uppfattas som en fråga som även berör fäder. Också ett barnperspektiv fanns med i diskussionerna. Utredningen argumenterade för att det ligger i barnens intresse att pappor får möjlighet att tidigt etablera en nära relation till sina barn.

Som framgår i kapitel 2 visade det sig snart att det var lättare sagt än gjort att få föräldrar att dela på föräldraledigheten. Medan försäkringen underlättade för mödrar att kombinera familjebildning med förvärvsarbete var den betydligt mindre effektiv när det gäller att få fäder att stanna hemma med sina små barn. Mot bakgrund av de officiella jämställdhetspolitiska målen har detta sedan länge diskuterats som ett problem. Skälet är att en skev fördelning av föräldraledigheten antas återskapa oönskade könsuppdelningar i såväl familj som arbetsliv. En lång rad av studier visar i linje med detta att könsarbetsdelningen ofta förstärks i samband med övergången till föräldraskap (se kapitel 4 i denna volym). Fördelningen av föräldraledigheten är en del av detta. Det beslutet kan komma att ligga till grund för senare förhandlingar om arbetets

fördelning och få oavsedda konsekvenser i form av exempelvis vanor och rutiner. Det kan gälla sysslor relaterade till barn såväl som rena hushållsgöromål (Ahrne och Roman 1997; Boye 2008; Duvander och Jans 2009). I sin förlängning kan fördelningen av föräldraledigheten bidra till att upprätthålla en könssegregerad arbetsmarknad med inkomstskillnader och maktskillnader mellan kvinnor och män (se kapitel 7 och 8 i denna volym). Det var ett skäl bakom den tvångsvisa individualisering av föräldraförsäkringen som införandet av de så kallade pappamånaderna 1995 och 2002 innebär.

Hur och på vilka grunder fattas då beslutet om föräldraledighetens fördelning? Det är frågan för det här kapitlet. Jag börjar med att i ett första avsnitt argumentera för det fruktbara i att se dess fördelning som ett resultat av förhandlingar mellan barnets föräldrar, där organisatoriska och institutionella sammanhang formar och sätter ramar för förhandlingarna. Huvudfrågan kommer väsentligen att besvaras med utgångspunkt från två kvalitativt inriktade intervjuundersökningar som jag själv varit involverad i. I det tredje avsnittet presenterar jag kort dessa studier, för att därefter diskutera processen som ledde fram till beslutet om föräldraledighetens fördelning. Också annan forskning av relevans refereras. I ett avslutande avsnitt sammanfattas och diskuteras resultaten i relation till en vidare institutionell kontext.

3.2 Förhandlingar och förhandlingars sammanhang

Det är inte ovanligt att förhandlingsbegreppet finns med i sociologiska undersökningar av hur par kommer fram till hur det avlönade och oavlönade arbetet ska fördelas dem emellan (Ahrne och Roman 1997; Alsarve och Boye 2011; Björnberg 1992; Björnberg och Kollind 2003; Björnberg och Bäck-Wiklund 1987; Evertsson och Nermo 2004, 2007; Kugelberg 1999; Magnusson 1998, 2006; Roman och Peterson 2011). Ibland används begreppet för att understryka att det i vår typ av samhälle inte (längre) är på förhand givet hur hushållet och arbetet ska organiseras. Snarare än att som tidigare vara bestämt av givna roller antas det ha blivit en fråga för förhandlingar. Tanken är att människors handlingsutrymme har ökat i takt med att könsnormernas ”tvingande” makt har minskat (Giddens 1991, 1992; Beck och Beck-Gernsheim 1995, 2001). Andra forskare har invänt att det synsättet underskattar

genus och de faktiska skillnader som alltjämt finns mellan könen, och som den skeva fördelningen av föräldraledighet skulle kunna stå som exempel på. Vissa kritiker går så långt som hävda att familjelivets organisering snarast är ett resultat av att olikkönade par ”navigerar med autopiloten” (Halleröd och Grönlund 2008: 32). Normer, ritualer och vanor antas då väga betydligt tyngre än reflektion och förhandling.

Och visst verkar det ofta finnas ett ganska stort mått av traditionellt och vanemässigt handlade i dessa frågor. Det är bland annat detta som kan förklara könsarbetsdelningens återskapande. Synen på människor som helt styrda av normer och vanor går enligt min mening ändå alldeles för långt. Normativa ordningar spelar förvisso en viktig roll, vilket också de studier som här kommer att diskuteras pekar på, men blivande föräldrars beslut om föräldraledighetens fördelning kan också inrymma ett stort mått av reflektion över, och utmaning av, dessa ordningar.

Jag vill argumentera för ett förhandlingsbegrepp som inte specifikt kopplas till efterkrigstidens senmoderna samhälle. Det är ett begrepp som tar sin utgångspunkt i den sociologiska riktning som kallas symbolisk interaktionism, och som sedan lång tid tillbaka har spelat en roll i forskning om familj och nära relationer (t ex Burgess 1926; Hill 1958; Hill och Hansen 1960; Schvaneveldt 1966). Här ses förhandling som grundläggande för all social organisering. Det är genom förhandlingar vi förmodas komma till fram till sådant som gemensam förståelse, överenskommelser och regler (Strauss 1979). För exempelvis ett par som flyttar ihop blir det fråga om att via tal och gester försöka komma fram till en gemensam definition av situationen. Ett pars arbetsfördelning betraktas då som resultatet av en kontinuerligt pågående interaktion mellan parterna, med utgångspunkten att människor är aktiva varelser som handlar med referens till andra människor.

Ett exempel på en analys som utgår ifrån idén om att sociala ordningar är förhandlade ordningar är Janet Finchs (1989) uppmärksammade studie av hur familjeförpliktelser förhandlas fram, och där hon just visar att familjemedlemmars omsorg och engagemang inte ska förstås som direkt följande ur föreskrivna normer och regler. Hon menar att det istället är fråga om förhandlade åtaganden där det alltid finns ett handlingsutrymme. Förhandlingarna behöver inte vara uttryckliga och behöver heller inte användas strategiskt på en medveten nivå. Även om familjemedlemmar kan ha olika intressen ska förhandling alltså inte uteslutande

betraktas som en konfliktlösningsteknik. Ofta är det tvärtom fråga om subtila och outsagda processer. Ibland används begreppet ”ordlösa” (Strauss 1979; Haavind 1984) eller ”informella förhandlingar” (Daly 2002) för att beteckna denna implicita typ av förhandling. I sådana förhandlingar visar deltagarna sina avsikter och uppfattningar genom gester, tecken och ledtrådar som de har anledning att anta att deras nära förstår som en följd av att det över tid har utvecklats gemenensamma begrepp genom vilka de uppfattar den sociala världen (Finch 1989: 197). En ansvarsfördelning, eller vad det kan vara fråga om, kan då utvecklas stegvis och till slut kan det nästan bli mer eller mindre självklart hur den ska se ut. Ibland kräver dock en händelse eller situation att man så att säga sätter sig ner och diskuterar runt köksbordet. Till skillnad från de ordlösa förhandlingarna är det då fråga om uttryckliga, explicita förhandlingar. Det är en typ av förhandling där parterna genom öppna diskussioner försöker utveckla en gemensam förståelse för och överenskommelse om hur ansvarsbalansen ska se ut i en specifik situation. Som nämnts utvecklas förhandlingar över tid på så sätt att senare förhandlingar bygger på tidigare (så kallat stigberoende). Det är inte minst detta som gjort föräldraledighetens fördelning till en viktig politisk fråga: Att dess fördelning kan få konsekvenser för senare ansvarsfördelning, och därmed också för genusordningars upprätthållande eller förändring i arbetsliv och familj.

Även om människor har ett handlingsutrymme är det för den skull inte sagt att det inte finns olika typer av begränsningar som inverkar på detta utrymme. Förhandlingar mellan sambor eller makar sker inom en vidare institutionell kontext som formar och sätter ramar för dessa, och som dessutom kan innebära att parterna för olika stora resurser med sig in i förhållandet. Arbetsplatsen är ett viktigt sådant sammanhang. Såväl möjligheter som begränsningar från respektive arbetsmiljö – familjepolicy, informella relationer till överordnade och kolleger, arbetsideal, lön och arbetsplatsnormer, etc. – kan komma in i förhandlingarna. Och arbetsplatserna är i sin tur inbäddade i ett vidare institutionellt och kulturellt sammanhang som inbegriper sådant som könssegregerade arbetsmarknader, löneskillnader mellan kvinnor och män och dominerande föreställningar om kön och föräldraskap. Också välfärdspolitiska institutioner som ekonomiska fördelningssystem och offentlig tjänsteproduktion formar förhandlingarna, även om dessa ur aktörernas egna perspektiv inte sällan tas för givna. I Sverige är normen att såväl kvinnor som män ska förvärvsarbeta ett

institutionellt förhållande som utgör en given del av vardagsverkligheten för de allra flesta. Det framstår exempelvis som en självklarhet att båda föräldrarna ska återgå till förvärvsarbete när föräldraledigheten är slut. Liksom förvärvsarbetsnormen bildar tillgången till den ur internationellt perspektiv generösa föräldraförsäkringen och utbyggda offentliga barnomsorgen en viktig institutionell kontext. Båda ger form åt och sätter gränser för nyblivna föräldrars inbördes förhandlingar om arbetets organisering. I stor utsträckning gäller detta som vi ska se också den svenska jämställdhetsdiskursen, men även diskurser som tilldelar mödrar och fäder olika roller i förhållande till sina barn.

Att par förhandlar sig till lösningar betyder inte att makt är frånvarande. Det kan finnas intressekonflikter, och det kan vara så att utgången av en förhandling innebär att den enas intressen underordnas den andras. Den ena parten kanske får sin vilja igenom trots initialt motstånd. Detta kan, som vi ska se exempel på, ske genom övertalning. Det kan också ske genom att en av parterna hänvisar till rättigheter av olika slag, såsom rätten att ta föräldraledigt. Också parternas respektive tillgång till resurser av olika slag kan komma att spela en roll i en sådan situation. Det senare är en fråga som ymnigt har adresserats i forskningen. I princip kan en resurs vara nästan vad som helst, det avgörande är att det är fråga om något som den andra parten är beroende av. I de ofta kvantitativt inriktade empiriska studierna är det dock främst betydelsen av socio-ekonomiska resurser, och då särskilt inkomstskillnader, som har utforskats. En vanlig hypotes i den forskningen är att den som har mest resurser i form av exempelvis inkomst därmed får makten att överlåta mycket av hemarbetet till den andra parten. En förklaring till att kvinnor i allmänhet utför merparten av arbetet i hemmet skulle då vara att män oftast har större ekonomiska resurser än kvinnor. I allmänhet undersöks dock inte själva processen som lett fram till ett visst resultat. Att ekonomiska resurser översätts till makt i en parrelation förblir ett outforskat antagande. Teorin om att makars och sambors relativa resurser inverkar på arbetets fördelning har endast fått begränsat stöd i svenska empiriska data (Evertsson och Nermo 2004, 2007). Det gäller också de båda undersökningarna i detta kapitel.

Två antaganden som underbygger teorin om relativa resurser är att människor i den mån de kan försöker att undvika hemarbete och att det är individuella resurser som inverkar mest på dess fördelning. Det är diskutabla utgångspunkter som tenderar att under-

skatta betydelsen av olika typer av normativa ordningar, inte minst genusordningen. Till exempel har det visat sig att kvinnan i olikkönade par i allmänhet gör mest hemarbete även när hennes ekonomiska resurser är lika stora som mannens (Evertsson och Nermo 2004, 2007). En förklaring skulle kunna vara att hemarbete har olika symbolisk betydelse för kvinnor och män. I en inflytelserik studie om hemarbetets fördelning i USA undersöker Sarah Fenstermaker Berk (1985) just detta. Hon frågar sig hur det kan komma sig att det i så liten utsträckning förekommer konflikter om fördelningen trots att även yrkesverksamma kvinnor gör det mesta hemma. Nyckeln till förståelse finner hon i att kvinnor via hushållsarbetet får en positiv bekräftelse på sin könsidentitet. Samtidigt som kvinnor tar hand om barn och utför hushållsarbete ”producerar” de kvinnligt genus, menar Fenstermaker Berk (1985: 201). Manlig könsidentitet bekräftas däremot inte i hemarbetet.

I denna så kallade doing gender-ansats riktas fokus på de processer som producerar genus. Utgångspunkten är att genus konstrueras i olika vardagliga aktiviteter i samspelet med andra (West och Zimmerman 2002). Här betraktas alltså inte genus som en uppsättning egenskaper utan som produkten av social interaktion. Samtidigt är dessa social-psykologiska processer tätt sammanbundna med institutionella processer. Konstruktionen av genus sker i ljuset av föreställningar och normer om vad som är passande för den könskategori man är placerad i. På så sätt upprätthåller och reproducerar den sociala interaktionen institutionella arrangemang grundade på en sådan kategorisering. Dessa processer pågår kontinuerligt i nästan alla sociala situationer. Att kvinnor ”gör kön” samtidigt som de gör hushållsarbete och tar hand om små barn är bara ett exempel. Men det är ett exempel som skulle kunna förklara att kvinnor alltjämt – nästan 40 år efter föräldraförsäkringens tillkomst och trots pappamånader – tar ut så stor andel av föräldraledigheten. En invändning mot Fenstermaker Berks slutsatser är dock att det knappast bara finns ett socialt accepterat sätt att vara kvinna eller man på. Detta kan skilja sig mellan sociala klasser, etniska grupper, stad och land, för att nu bara ta några exempel. Det kan också skilja sig inom olika sociala kategorier. Med andra ord kan inte hemarbetets (eller yrkesarbetets) roll i kvinnors och mäns identitetsskapande ses som på förhand given. Det är något som tydliggörs i de två studier som snart ska diskuteras.

3.3 Två undersökningar

En utgångspunkt i de två studierna är att det förhandlingsbegrepp som ovan förespråkades kan fungera väl för att analysera de processer genom vilka par kommer fram till hur de ska fördela sin föräldraledighet. En annan att förhandlingarna formas av såväl förhållanden av ekonomiskt slag som förväntningar, normer, värden och lagstiftning. Hur ser då förhandlingarna om föräldraledigheten ut hos föräldrar? Vilka faktorer finns med i beräkningen när de fattar sina beslut? I kommande avsnitt ska frågor som dessa diskuteras. Som framgått bygger den diskussionen på två empiriska studier. Resultat från undersökningarna finns redan publicerad i andra sammanhang. Några av publikationerna har jag själv varit med att arbeta fram (Alsarve, Boye och Roman 2014; Roman och Peterson 2011; Roman 2013), men kapitlet bygger också på analyser och resultat som producerats av Jenny Alsarve och Katarina Boye (Alsarve och Boye 2011; Alsarve och Boye 2012; Boye 2014). I båda studierna framgick i ett introduktionsbrev till intervjupersonerna att det var vardagslivets organisering som skulle vara huvudfrågan i intervjuerna. Jag har undvikit att belasta texten med många referenser från nämnda arbeten. För den som är intresserad hänvisar jag till de texter där resultaten finns eller inom kort kommer att finnas publicerade.1

Innan vi går in på resultaten av studierna vill jag med några ord beskriva de båda empiriska undersökningarna. I den ena har tio sammanboende olikkönade par djupintervjuats om (bland annat) hur det gick till när de bestämde sig för hur föräldraledigheten skulle fördelas, och vilka motiv som låg bakom deras beslut. Nio av dessa par hade barn. Det tionde väntade sitt barn inom kort (Roman och Peterson 2011). Det är med andra ord i detta fall huvudsakligen fråga om retroaktiva data där intervjupersonerna blickar tillbaka och minns. Dock är det inte fråga om så lång tid i de flesta fall. En majoritet av paren hade barn under fem år. I den andra studien genomfördes djupintervjuer med 20 olikkönade par som väntade sitt första barn (Alsarve och Boye 2011). Också här ställdes frågor om hur föräldraledigheten skulle fördelas och varför. I detta fall var det alltså fråga om parens planer för framtiden, men det var planer som snart skulle sättas i verket. Som längst var det

1 Båda undersökningarna har finansierats via varsitt treårsanslag från Vetenskapsrådet. För den som önskar mera information om uppläggningen och genomförandet av de båda studierna hänvisas till Alsarve & Boye (2011) samt Roman & Peterson (2011).

två månader till beräknad nedkomst. I båda studierna genomfördes intervjuerna individuellt med respektive partner, men parens beskrivningar av beslutsprocessen var samstämmiga. Det empiriska material som ligger till grund för mina diskussioner består alltså av 60 omfattande individuella intervjuer, hälften med kvinnor, hälften med män. I diskussionen av resultaten fokuserar jag på typiska mönster i materialet.

När det gäller studierna vill jag rikta uppmärksamheten mot två saker. Den ena är att det är mycket svårt för en forskare att direkt observera vad som sker inom hemmets väggar. Det är mer eller mindre otänkbart att göra deltagande observationer, och de flesta är nog heller inte villiga att bli filmade i sitt hem. Det är också troligt att människors handlade skulle påverkas menligt av sådan närvaro. Det är alltså svårt att studera förhandlingar direkt. Vi har förlitat oss på intervjusamtalet som metod och frågat intervjupersonerna hur de och deras partner kom fram till beslutet att fördela föräldraledigheten på ett visst sätt, och på vilka grunder. Den metoden har naturligtvis också problem. Vi kan inte med säkerhet veta i vilken utsträckning det som sägs i en intervju överensstämmer med det som verkligen skedde. Det kan vara så att människor av olika skäl vill framställa sig i en viss dager, inte minst när det gäller presentationen av parförhållandet. I studierna har vi intervjuat båda parterna separat. Att deras beskrivning av situationen var samstämmiga stärker trovärdigheten i deras utsagor, samtidigt som vårt primära intresse har varit att förstå den innebörd som läggs i att fördela föräldraledigheten på ett visst sätt, snarare än den faktiska fördelningen eller planerna.

Den andra omständigheten som jag vill rikta uppmärksamhet på gäller urvalet av intervjupersoner. En av studierna handlar om arbete och vardagsliv hos högutbildade och relativt välbeställda par, boende i Stockholmsområdet, och i de flesta fall verksamma inom IT-sektorn. I merparten av dessa par hade kvinnan och mannen liknande yrkespositioner och inkomster vid intervjutillfället. I den studien ville vi av olika skäl att urvalet av intervjupersoner skulle vara homogent (Roman och Peterson 2011). I studien av blivande föräldrars planer inför barnets ankomst var däremot vår strävan att få ett varierat urval av intervjupersoner avseende utbildning, social klass och etniskt ursprung. Trots stora ansträngningar i den vägen blev resultatet ändå en ganska kraftig övervikt av medelklasspar med relativt hög utbildning och med svenskt ursprung (Alsarve och Boye 2011). Det är alltså inte fråga om att de som deltog i de

båda studierna speglar befolkningen i stort och resultaten kan därför – men också av andra skäl – inte generaliseras hur som helst. Mot bakgrund av det vi vet från andra studier är det tvärtom rimligt att anta att frågan om jämställdhet i förhållandet är ett värde som vägde tyngre hos dessa par än vad som är fallet i allmänhet. Det grundar jag bland annat på att fäder i högutbildade par generellt tar ut en större andel av föräldraledigheten än vad som är fallet bland par med lägre utbildning (jfr kapitel 2 i denna volym). Mot bakgrund av att det är för relativt högavlönade medelklasspar som effekterna av föräldraledighetsuttaget blir särskilt tydliga (se kapitel 7 och 8 i denna volym) är dock just deras förhandlingar om föräldraledighetens av särskilt intresse.

3.4 Beslutet om föräldraledighetens fördelning

I linje med vad som sades ovan hade männen i de båda undersökningarna typiskt tagit ut, eller planerade att ta ut, mer av föräldraledigheten än det som genomsnittligt gäller för svenska fäder. Många av de blivande föräldrarna hade beslutat att dela mer eller mindre lika på ledigheten. Det hade ungefär hälften gjort. Några av dessa par berättade dock att de var beredda att ändra på detta om det av ett eller annat skäl skulle behövas. Ett blivande föräldrapar planerade för att mannen skulle ta ut flest månader. I ett annat fanns inga planer på att mannen skulle ta ut föräldraledighet i någon större omfattning. Hos de återstående paren var avsikten att kvinnan skulle ta ut mest ledighet, men att mannen skulle vara föräldraledig i minst tre månader (Alsarve och Boye 2011). I studien med föräldrar – där intervjupersonerna alltså berättade för oss om den fördelning av föräldraledigheten som faktiskt hade blivit fallet – var det inte lika vanligt att fäderna hade tagit ut lika mycket föräldraledighet som kvinnan. Inte desto mindre avviker som nämnts också deras uttag från den generella bilden. I två fall hade mannen tagit minst sex månaders föräldraledighet och i fem fall mellan tre och sex månader. I tre av paren hade mannen varit hemma med barnet i mindre än tre månader (Roman och Peterson 2011). Parförhandlingarnas resultat var alltså att fäderna typiskt tog, eller skulle ta ut, en större andel av föräldraledigheten än vad som generellt sett är fallet, samtidigt som mödrarna ändå oftast hade tagit ut eller planerade att ta ut mest föräldraledighet (jfr kapitel 2 i denna volym).

3.4.1 Explicita förhandlingar

Hur kom paren fram till sina beslut? Tidigare diskuterades skillnaden mellan explicita och implicita förhandlingar, och då närmare bestämt att den förstnämnda typen av förhandling är fråga om diskussioner med det uttalade syftet att komma fram till ett beslut i en fråga, medan den sistnämnda sker mera stegvis och ibland ordlöst. Föräldraledighetens fördelning hade typiskt varit föremål för explicita förhandlingar hos paren som deltog i våra båda undersökningar. Den framstod som en ”fråga” att öppet förhandla och besluta om, även om det inte för alla var fråga om särskilt omfattande diskussioner. De blivande föräldrarna berättade exempelvis om hur de hade resonerat ”fram och tillbaka” för att komma fram till ett beslut i frågan. En av deltagarna i studien uttryckte sig på ett för vårt sammanhang särskilt illustrativt sätt när han berättade att hans ”utgångsförhandlingsläge” hade varit att han och hans partner skulle dela lika på dagarna.

Med andra ord var det vanligt att fördelningen av föräldraledigheten hade satts upp på parens agendor för att diskuteras och fatta beslut om. Ibland antyddes att det kanske kunde inträffa saker som skulle kräva omförhandlingar. Även de par som redan var föräldrar berättade om hur de hade diskuterat sig fram till ett beslut. I de flesta fall föreföll de ha varit tämligen eniga redan när frågan kom upp på dagordningen. I några fall fanns det dock i utgångsläget en viss intressekonflikt som fick sin lösning genom diskussionerna. Ett av paren får åskådliggöra detta.

Exemplet är inte valt för att det illustrerar en typisk konflikt, utan för att det väl åskådliggör hur en part genom övertalning kan få den andra att gå med på sitt förslag. Paret ifråga hade alltså från början lite olika uppfattningar om vad som i deras fall skulle vara en rimlig fördelning av föräldraledigheten. Mannen berättade att han gärna hade velat stanna hemma hos barnet halva tiden, runt nio månader. Kvinnan däremot förde i parets diskussioner fram att den stora kroppsliga omställning som det skulle innebära att bära och föda ett barn rimligen borde berättiga henne mer än hälften av föräldraledigheten. Det var inte så att hon helst hade velat ta hela föräldraledigheten själv. Tvärtom ansåg hon det ”självklart att båda ska vara hemma”, och berättade också om positiva konsekvenser av sin partners föräldraledighet. Barnet hade på ett annat sätt börjat ty sig till sin pappa, samtidigt som mannen hade blivit införstådd med vad en vardag med småbarn kräver. Men hon ville bli kompenserad

för den kroppsliga omställningen. Förhandlingsprocessen resulterade i detta fall i beslutet att kvinnan skulle vara föräldraledig under barnets första år och mannen i ett halvår därefter. I intervjun antydde mannen att det beslutet egentligen inte helt låg i linje med det han önskade – han hade trots allt gärna stannat hemma längre med barnet – men uttryckte samtidigt förståelse för sin partners syn på saken. Hon hade ”trots allt gått och burit på den där lilla i nio månader”. Därför ”propsade” han inte på att ha exakt hälften men ”ett halvår i alla fall, det ville [han] ha”. Även om paret i slutändan blev eniga om hur tiden skulle fördelas, skulle man kunna säga att mannens önskningar och intressen i detta fall till dels kom att underordnas kvinnans. Det blev hon som fick störst inflytande över beslutet. Den beskrivna processen är alltså återgiven för att illustrera hur den ena parten genom övertalning kan få den andra att gå med på sitt förslag. För att undvika missuppfattningar vill jag nämna att det också fanns exempel på att kvinnan ville att mannen skulle vara föräldraledig längre än vad han ville, och där förhandlingarna resulterade i att hon anpassade sin föräldraledighet efter hans vilja. Som nämndes var de deltagande paren dock i allmänhet redan från början ganska eniga.

3.4.2 Huvudmotiv

Motiven bakom besluten om fördelningen av föräldraledigheten visade sig föga förvånande variera både beroende på den konkreta situation paren levde i och deras uppfattningar och preferenser. Några motiv framträder dock starkare än andra. Det var för det första viktigt att skapa förutsättningar för att utveckla föräldraskapet till ett gemensamt projekt. Detta gemensamma projekt byggde i sin tur på jämställdhet. Rättvisetankar fanns också med i den bilden. För det andra spelade tankar om vad som skulle bli bäst för barnet stor roll i beslutet. Dessa båda huvudmotiv – omsorgen om barnet och det gemensamma, jämställda föräldraskapet – gick ofta in i och överlappade varandra. Detta kan åskådliggöras av nedanstående citat ur intervjun med en blivande mamma. För henne och hennes partner byggde en delad föräldraledighet på övertygelsen om att detta är bra för barnet, för familjen och för jämställdheten på både familje- och samhällsnivå.

… om arbetsgivaren slutar tänka att kvinnor ska vara hemma med barn mycket längre både när dom får dom och sen när dom ”vabbar” och allt, och sen går ner på deltid, så behöver man ju inte bli diskriminerad redan när man blir anställd liksom. / … / Och sen är det ju viktigt ur det lilla perspektivet också. Att vara en familj. Jag tror att det är bättre för familjen och jag tror att det är bättre för… det är jättebra för barnet och … / … / Jag märker på mina kompisar där pappan är hemma att det blir en helt annan jämställdhet. Annars blir det lätt att mamman tar över. Det är ju inte bara att ta hand om barn utan det är ju också att ta hand om hushåll som man oftast gör när man är hemma. Och jag tycker att jag märker att barnen trivs på ett helt annat sätt när dom är hemma och det är pappa som har kontroll över vilken typ av blöjor dom använder just då eller vilken typ av mat dom gillar just då och så där. Och jag tror att det är jätteviktigt att ha den vardagskollen liksom.

(Kvinna som inom kort väntar sitt första barn).

En tredje typ av överväganden var starkt förknippade med den specifika situation som paret befann sig i när frågan blev aktuell. Det handlade om att ”omständigheter” av olika slag kunde inverka på föräldraledighetens fördelning. Ett mönster var som vi ska se att mannens arbete kunde sätta gränser för hans föräldraledighet. Ett annat att det var just omständigheter, och inte uttalade önskningar och preferenser, som motiverade en skev fördelning av föräldraledigheten. När det gäller ekonomiska överväganden fanns däremot inget tydligt genusmönster. I det följande diskuteras de tre huvudgrupperna av motiv i tur och ordning lite närmare.

3.4.3 Ett gemensamt och jämställt föräldraskap

Paren som deltog i studierna önskade i allmänhet att omförhandla en könsuppdelad fördelning av hemarbetet. Visst fanns det något enstaka undantag, men det som är betecknande är ändå att en fördelning som innebär att kvinnan automatiskt tar det största ansvaret för barn och hem, inklusive föräldraledigheten, på olika sätt ifrågasattes och problematiserades. Vem som ska göra vad var en fråga vars svar krävde resonemang om vad som är en bra och rättvis fördelning, och hur en sådan ska uppnås givet konkreta omständigheter. Inte en endaste intervjuperson förklarade helt och hållet parets beslut om föräldraledighetens fördelning med utgångspunkt från att det var ”självklart” eller ”naturligt” att kvinnan tar ut merparten av dagarna. Istället gavs uttryck för starka övertygelser om att det bästa är att dela på föräldraledigheten. Att dela på för-

äldraledigheten – om än inte nödvändigtvis hälften var – sågs som en möjlighet att skapa ökad gemenskap mellan föräldrarna. Tanken var då att liknande erfarenheter ger upphov till ömsesidig förståelse dem emellan. Sådan likhet sågs som själva grunden för ett gemensamt och jämställt föräldraansvar.

Synen på föräldraskapet som ett gemensamt projekt där både mamman och pappan är delaktiga i barnets omvårdnad på lika villkor var ett särskilt starkt motiv för att dela rätt lika på föräldraledigheten. I motsats till den ”traditionella” könsuppdelade kärnfamiljen lyftes alltså värdet av att spela likartade roller fram. Jämställdhet var det fundament på vilket det gemensamma föräldraprojektet skulle förverkligas. På så sätt fanns jämställdhet med som ett viktigt värde och självklart ideal i förhandlingarna om föräldraledighetens fördelning, även om själva ordet jämställdhet inte alltid kom till användning. Det var grunden för förverkligandet av ett gemensamt föräldraskap. Jämställdhet kunde också kopplas till rättigheter och rättvisa. Rättvisa kunde handla om att man i hushållet ska ”dela på allt som är tråkigt” och att ”ingen ska behöva göra mer än den andra”. Det kunde också kopplas till rättigheter, som när en blivande pappa berättade att han hade ”krävt” sin rätt att få vara hemma, eller när en av fäderna lite skämtsamt uttryckte det som att han skulle ”vilja se den som kan sno [honom] på [hans] ledighet”. Här aktualiseras med andra ord att båda parters lagliga rätt att vara föräldralediga är förknippad med makt.

Att rättvisa inte sällan är en av de vägledande moraliska principerna för par som vill dela lika på hemarbetet visar sig i flera studier. Forskning tyder också på att det är vanligt att de paren kontinuerligt för explicita förhandlingar om hur fördelningen av ansvaret ska se ut. Bland par med mera traditionella uppdelningar förefaller det istället finnas en tendens till att prata om fördelningen som ”naturlig”, att ”det bara har blivit så” eller att ”det aldrig var någon diskussion” (Ahrne och Roman 1997: 63; Magnussons 2006: 46). Med andra ord verkar arbetsfördelningen hos de paren vara ett resultat av implicita, snarare än av explicita, förhandlingar.

Hos främst kvinnorna fanns inte sällan ett risktänkande när de reflekterade över hemarbetet. De hade tagit del av berättelser om att tidigare ”jämställda” kvinnor ”plötsligt börjar göra mycket mera hemma” när barnen kommer till världen. Med andra ord föreföll de vara på det klara med det som forskning har visat: Att fördelningen av arbetet ofta blir mer traditionell i övergången till föräldraskap

(jfr Ahrne och Roman 1997; Boye 2008). När kvinnorna på detta sätt reflekterade över jämställdhetens skörhet berättade de också om en rädsla för att hamna i en situation där de som kvinnor skulle få ett större övergripande ansvar för hushålls- och omsorgsarbete än deras män. De ville inte förvandlas till familjens organisatör och projektledare. Som ett sätt att försöka undgå denna risk sågs just möjligheten att dela föräldraledigheten med mannen. Förhoppningen var att han då skulle utveckla samma förmågor i relation till barn och hushåll som hon. Kvinnor vars män hade varit föräldralediga vittnade också om att så var fallet. Ett exempel är kvinnan vars man tog över efter hennes åtta månaders föräldraledighet, då det fortfarande var ”så självklart att det var [hon] som visste exakt alltihopa”. En tid efter det att mannen tagit vid var det istället ”han som visste och [hon] som fick fråga honom”.

Det förekom också att blivande mödrar oavsett uttalade jämställdhetsideal anade oönskade dispositioner hos sig själva. Ett orosmoment var att de trots föresatser om annat skulle komma att ”lägga sig i” hur deras föräldralediga män skötte sin uppgift. Att detta var något de önskade motarbeta illustreras av intervjun med en kvinna som redan medan hon var gravid hade bestämt sig för att hålla tyst i det fall hennes man skulle glömma ”galonbyxorna eller nånting”, utan då skulle han få ”lösa det”. Att avstyra sig själv från att ”gripa in” var dock något hon hade på känn att hon skulle komma att få ”kämpa med”.

Förvissningarna om att det är bäst att dela på föräldraledigheten inverkade, sammanfattningsvis, på beslutet. Då skulle båda få liknande erfarenheter av praktiskt huvudansvar för barnet. En tanke var att likheten i erfarenheter och roller skulle underlätta uppbyggandet av ett gemensamt föräldraprojekt. En annan att det ur jämställdhetsperspektiv var det bästa alternativet. Männens föräldraledighet skulle minska risken för en könsuppdelad arbetsfördelning när barnet kommit till världen. Samtidigt gav kvinnor uttryck för farhågor för att de egna dispositionerna skulle kunna komma att bidra till en sådan uppdelning, även om ambitionen var att motverka alla sådana tendenser. En ytterligare tanke var, som vi snart ska se, att en delad föräldraledighet också är bäst för barnet.

3.4.4 Barnets bästa

Ibland kopplades ett jämställt föräldraansvar till frågan om kulturell överföring mellan generationer. I ljuset av jämställdhetsideal framhölls då att en delad föräldraledighet var ett sätt att försöka undvika att föra vidare traditionella föreställningar om kön till sitt barn. Barnet skulle inte begränsas av gamla könsroller utan få ”växa upp och känna att båda föräldrarna gör allting”. På det sättet förbands jämställdhetssträvandena med barnets bästa. En annan sådan koppling gjordes när fäders föräldraledighet antogs gynna såväl barnet som jämställdheten.

Tankar på barnets bästa vägde tungt hos alla. Sålunda kom omsorgen om barnet och dess behov tydligt in i förhandlingsprocessen. I nyss givna exempel fanns ingen som helst motsättning mellan ett jämställdhetsideal och en önskan om att göra det som är bäst för barnet. I andra fall skavde de olika idealen lite mer mot varandra. Det gällde särskilt frågan om när respektive förälder skulle vara hemma. Genomgående förmodades det vara bäst för barnet att modern är hemma en längre sammanhängande period under dess första tid i livet. Detta att mamman ska vara föräldraledig under stora delar av det första året hade allra störst genomslag i beslutet om hur ledigheten ska fördelas. Det mest typiska motivet var att hon ska amma, men det förekom också mera allmänna referenser till mammans speciella relation till barnet på grund av att hon burit det. Men andra ord kom skillnader i kvinnans och mannens kroppsliga förmågor in i förhandlingarna och besluten om föräldraledighetens fördelning.

I studien med blivande förstagångsföräldrar planerade alla för att barnet skulle ammas. Amningen gjorde att det i det närmaste sågs som en självklarhet att kvinnan skulle ta en längre sammanhängande ledighet när barnet var fött. I allmänhet tänkte man sig att amningen skulle pågå upp emot åtta månader. Därefter, när kvinnan var ”klar med [s]itt, alltså moderliga”, som en av intervjupersonerna uttryckte det, kunde ”han ta vid”. Samtidigt kunde begreppen om hur länge ett barn bör amma vara ganska vaga. Ibland lades det på några extra månader på kvinnans föräldraledighet ”för säkerhets skull”. Anledningen var att man inte tyckte sig kunna veta vilka behov just det egna barnet skulle komma att ha. Styrkan i uppfattningen att barnet mår bäst av att ammas illustreras i intervjuerna med ett par som väntade sitt andra barn. De hade för det första barnet delat ganska lika på föräldraledigheten.

Båda berättade att mannen hade stormtrivts med att vara föräldraledig med det första barnet. Beskrivningen av kvinnans tid som föräldraledig under sju månader var istället att denna hade präglats av vantrivsel. Hon hade ”klättrat på väggarna” av att ”gå hemma” och starkt längtat tillbaka till jobbet. Ändå förespeglade det inte paret att mannen skulle ta ut det mesta av föräldraledigheten för det väntade barnet. Anledningen var just att ”man tänker på barnet i första hand”, och då närmare bestämt på att barnet mår bäst av att ammas i ett antal månader.

Vikten som lades på att handla för barnets bästa syntes också i diskussioner om när det var lämpligt att låta barnet börja på förskola. Åtminstone de som var föräldrar menade att det ligger i barnets intresse att försöka vara föräldralediga så länge som möjligt. Det betydde inte att det ansågs dåligt för barnen att vistas på förskola, utan handlade fastmer om att barnet inte skulle vara för ungt när det började på förskolan. Resultat från en studie av Riksförsäkringsverket (2003: 57) om föräldrars fördelning av tid och pengar ligger i linje med detta. Hälften av kvinnorna och fyra av tio män i den undersökningen önskade att föräldraledigheten hade varit längre. Ingen ansåg att den skulle vara kortare. Studien visade också att respondenternas egna barn oftast hade börjat i offentlig barnomsorg när de var mellan ett och två år, men att två tredjedelar önskade att detta skulle ha skett först efter två års ålder (RFV 2003: 61). Att dra ut på föräldraledigheten kan exempelvis ske genom att inte ta ut föräldrapenning under alla dagar i veckan. Generellt sett är detta en strategi som framförallt används av kvinnor, trots en envis myt om det motsatta. Män tar i allmänhet ut föräldrapenning för nästan alla dagar de är lediga (ISF 2013; SOU 2005:66: 260, se också kapitel 2 i denna volym). Bland föräldrarna i vårt material kunde emellertid inget sådant mönster urskiljas.

För att sammanfatta spelade omsorgen om barnet en central roll i diskussionerna om föräldraledighetens fördelning. Det var utifrån en omsorgsetik där barnets intresse stod i centrum som paren fattade sina beslut. I vissa fall sammanföll tankarna på barnets bästa med ett jämställdhetsideal som i exemplet med fäders föräldraledighet. I andra fall fick jämställdheten träda tillbaka under en period. De kroppsliga banden mellan barnet och mamman, och särskilt amningen, överordnades då det jämställhets- och likhetsideal som föräldraskapet som ett gemensamt projekt byggde på.

3.4.5 ”Omständigheter”

Studier visar att det inte sällan finns ett glapp mellan människors uppfattningar om hur familjelivet idealt bör organiseras och hur det faktiskt ser ut. Inte minst gäller det frågan om jämställdhet där praktiken ofta är betydligt mindre jämställd än uppfattningarna om hur det helst borde se ut. Även bland dem som deltog i studierna som diskuteras här fanns sådana diskrepanser. Det var inte alltid lätt att förverkliga idealen. Olika saker kunde förklara detta. Jag har redan nämnt exemplet där mannens önskemål delvis fick ge vika för kvinnans. Hon övertygande honom om att det faktum att hon burit och fött barnet berättigade henne till en större andel av ledigheten. Detta resulterade i att han inte stannade hemma riktigt så länge som han ursprungligen ville. Beslutet kunde också påverkas av olika typer av ”externa” förhållanden. För par som beslutat att begränsa mannens föräldraledighet till en kortare period motiverades detta av specifika omständigheter. Det var inte fråga om att uttryckligen bejaka en könsuppdelning. Tvärtom finns exempel på par som trots att kvinnan vid intervjutillfället hade tagit ut nästan all föräldraledighet gav uttryck för uppfattningen att det bästa är att dela den lika. Detta kan låta konstigt och kanske någon tolkar det som att de paren i intervjuerna svarat på ett sätt som inte överensstämmer med verkligheten. Det är dock inte min tolkning. Snarare var det i de fallen just speciella omständigheter som förklarade verklighetens bristande överensstämmelse med idealen.

En vanlig hypotes i forskning om föräldraledighetens fördelning är att kvinnornas generellt sett större uttag kan förklaras av männens generellt sett större inkomster. En tanke är då att det inte räcker med jämställda attityder utan att också ekonomiska realiteter spelar in i besluten. Enligt teorin om relativa resurser, som jag tidigare har varit inne på, skulle den skeva fördelningen kunna bero på att männens i allmänhet större ekonomiska resurser ger dem möjlighet att överlåta stora delar av föräldraledigheten till sina partners. Antagandet är då att ekonomiska resurser ger förhandlingsmakt. Argumentet om inkomstrelationens betydelse finns även förankrat i andra ekonomiska teorier som tar sin utgångspunkt i att hushåll kan förväntas handla (ekonomiskt) rationellt (Becker 1991). Då tänker man sig att det för hushållet är mest effektivt att den som tjänar mest också förvärvsarbetar mest. I en undersökning av hur tusen småbarnsföräldrar fördelade föräldraledigheten uppgav i linje med detta nästan hälften ekonomiska skäl i de fall mannen

hade tagit ut mindre än två månaders ledighet (Fransson och Wennemo 2004: 135–136).

En del av paren i våra studier berättade om att de inte hade behövt resonera i ekonomiska termer eftersom de tjänade ungefär lika mycket. Hos andra förekom ekonomiska överväganden. Främst handlade det om att försöka minimera förluster av hushållsinkomster, som i fallet när en kvinna som hade tagit ut merparten av föräldraledigheten berättade att det berodde på att de skulle ”ha förlorat mycket pengar” om han hade stannat hemma eftersom det mellan dem var en ”så stor inkomstskillnad”. Ett annat exempel är det (enda) blivande föräldrapar som planerade att kvinnan skulle ta ut all ledighet. Motivet var att mannens heltidsstudier inte skulle ge tillräckligt stor ekonomisk ersättning för att de rent ekonomiskt skulle klara av att han var föräldraledig. Hans ersättning från Försäkringskassan skulle ligga på den lägsta nivån. Även där hushållets ekonomiska situation kom upp i förhandlingarna blev det dock inte sällan i slutändan andra än rent ekonomiska förhållanden som fick väga tyngst i beslutet.

När det gäller den relativa inkomstens betydelse är det svårt att skönja något entydigt mönster i våra material. För att ta exempel från dem som hade varit föräldralediga tog i två fall kvinnorna ut en större del trots att de tjänade mer än sina partners. Och ett par män tog ut ungefär hälften av föräldraledigheten trots att de vid den aktuella tidpunkten tjänade mer än sina partners. I en majoritet av fallen där makarna tjänade ungefär lika mycket eller där mannen tjänade mer tog kvinnorna ut mest föräldraledighet. Att inkomstrelationen inte gav utslag kan bero på att inkomstskillnaderna oftast var ganska små i de paren. Enligt en beräkning som Försäkringskassan har gjort för Dagens nyheters räkning förlorar inte par ekonomiskt på att dela lika på föräldraledigheten givet att inkomstskillnaden inte är större än 5–6 000 kronor i månaden. Inte heller bland de blivande föräldrarna inverkade inkomstskillnader nämnvärt på beslutet. I cirka hälften av dessa par tjänade en av parterna minst 5 000 kronor mer än den andra.

Omständigheter förknippade med yrkesarbetet spelade däremot en större roll. Jag ska ge några exempel på vad det kunde handla om. I det första berättade båda parter att de ”egentligen” hade velat dela lika på föräldraledigheten, men att mannens arbete som lärare satte hinder i vägen. Även om han ”storgillade” att vara pappaledig ville han för sina elevers skull inte börja eller sluta en föräldraledighet mitt under en termin. Av det skälet var han inte hemma lika

länge som han önskat. I ett andra exempel hade vare sig kvinnan eller mannen en önskan om att han skulle vara hemma lika länge som hon. Däremot tyckte de att det bästa hade varit om han hade varit hemma under en längre sammanhängande period på åtminstone några månader. I det fallet var det omständigheten att mannen i samband med barnets födelse hade startat ett eget företag som gjorde att det var ”jättekomplicerat” för honom att ta ut föräldraledighet. Han förklarade att det när någon ringer till företaget ”inte går att säga” att ”jag kan inte jobba i dag. Jag är föräldraledig”. I det tredje exemplet berättade paret att mannens chefsposition gjorde det svårt för honom att vara föräldraledig under någon längre period. Anledningen var att det var svårt att ersätta honom på jobbet. För kvinnan däremot, som arbetade som konsult, var det ”enklare att avsluta ett projekt” för att sedan när ledigheten var slut ingå i ett nytt projekt. Någon ersättare behövdes inte. Mannen underströk särskilt att det inte fanns några ekonomiska motiv bakom fördelningen. Tvärtom hade de ur den aspekten tjänat på att han var hemma. Tilläggas kan att det i de aktuella fallen inte gjordes några hänvisningar till att arbetsgivaren var negativ till föräldraledighet.

I samtliga beskrivna fall var paret enigt i beskrivningarna av motiven bakom föräldraledighetens fördelning. I intervjuerna med blivande föräldrar finns liknande mönster. Det kunde förvisso finnas hänvisningar till att bådas situation på arbetet gjorde det besvärligt att vara föräldraledig, men att kvinnan skulle vara föräldraledig under en längre period föreföll ändå självklart. Det fanns en tendens till att kvinnornas föräldraledighet anpassades efter männens, med innebörden att männen erbjöds ett större handlingsutrymme. När arbetet ansågs kräva det kunde männen skjuta på eller minska sin föräldraledighet. Mot bakgrund av exemplet med läraren ovan är det illustrativt att också två blivande mödrar och lärare berättade att det för elevernas skull var svårt att sluta eller börja mitt i en termin. Lösningen för dem blev dock istället att förlänga föräldraledigheten.

Referenser till yrkesarbetets krav förekom också när det gäller förläggningen av föräldraledigheten i tiden, framför allt i fall där mannen förlade den till sommarmånaderna. Också i de fallen var det typiskt kraven från mannens arbete som spelade roll, såsom när en av dem förklarade att det på sommaren är ”lite enklare att fylla in med någon ersättare”. Detta förefaller för övrigt att passa bra in i

ett mera generellt mönster där män tenderar att vara föräldralediga under sommarmånaderna (Riksförsäkringsverket 2002: 14, 17).

När det gäller arbetsgivarens inställning till föräldraledighet berättade så gott som alla att denna hade varit positiv och förstående. Det fanns några få undantag. Något par hade erfarenheten av att mannens arbetsgivare visat sig negativ till att han skulle vara föräldraledig. I något annat fall gällde detta kvinnans arbetsgivare. Vi kan alltså inte i detta avseende utläsa något genusmönster i det bemötande som män eller kvinnor fick. Snarare handlade det om arbetsgivare som vare sig ”gillar det här med mamma- [eller] pappaledighet”. De flesta framhöll dock som sagt snarare att arbetsgivaren hade varit positiv och uppmuntrande.

Sammanfattningsvis nöjer jag mig här med att konstatera att det bland dem som var föräldrar genomgående hade varit männens arbeten som ansågs sätta käppar i hjulet för en mera jämställd fördelning av föräldraledigheten. Mot bakgrund av att kvinnorna som deltog i den undersökningen typiskt hade lika kvalificerade och krävande arbeten som sina män kan detta förefalla en smula förvånande. Till detta kommer att även kvinnorna berättade om svårigheter relaterade till jobbet. Skillnaden var att de likväl tog ut en längre period av föräldraledighet. Det resultatet ligger i linje med resultatet från en större kvantitativt upplagd studie som visar att en stor andel av deltagarna uppgav att det var just mannens arbete som styrde fördelningen av föräldraledigheten. Ungefär en femtedel gav det svaret. Det ska jämföras med att cirka en tjugondel uppgav kvinnans arbete (Riksförsäkringsverket 2003: 58). Jag återkommer till denna problematik.

3.5 Avslutande diskussion

Paren i de diskuterade studierna förde typiskt explicita förhandlingar om hur de sinsemellan skulle fördela föräldraledigheten. Detta var inte på förhand givet utan en fråga som de gemensamt fattade beslut om på grundval av såväl värden, ideal och normer, som hushållsekonomi och omständigheter av annat slag. Uttalade ideal och önskningar avseende moderskap och faderskap formade förhandlingarna, och då inte minst att göra det som är bäst för barnet. Omsorgen om barnet påverkade tydligt de val som gjordes och beslut som fattades. Särskilt gällde detta föräldraledighetens förläggning i tiden. Först skulle mamman vara hemma en längre tid

och därefter pappan. Amningen utgjorde huvudmotivet bakom beslutet att dela upp föräldradagarna på detta sätt, men även det faktum att kvinnan hade burit och fött barnet kunde spela in. Det kroppsliga bandet förmodades skapa en särskild närhet mellan barn och mor. Att kroppsliga skillnader mellan könen fick betydelse hindrade inte att förhandlingarna samtidigt formades av ett jämställdhetsideal. Det var ett ideal där liknande erfarenheter antogs vara grunden för att bygga ett gemensamt föräldraprojekt. Målsättningen var att föräldrarna skulle spela ungefär samma roller i hem och yrkesliv – den allra första perioden i barnets liv undantagen. Paren försökte på så sätt att praktisera nya sätt att ”göra kön” på. Detta visade sig emellertid inte alltid så lätt. Inte bara jämställdhetsideal utan också mera traditionella könsnormer reflekterades i berättelserna, om än inte alltid på samma uttalade sätt. Skillnaderna i talet om mannens och kvinnans föräldraledighet, naturliggörandet av moderskapet och att just männens yrkesarbete tilläts bli ett hinder för att dela på föräldraledigheten kan vara exempel på detta. I detta avslutande avsnitt diskuteras denna problematik lite närmare.

3.5.1 Den engagerade fadern

Slående är den betydelse som fadern tilldelades i relation till barnet. Det fanns en påtaglig strävan mot att realisera en ny typ av fadersroll där pappans aktiva vardagsomsorg om barnet är en grundsten. Det var fråga om ett ideal i riktning mot ”den engagerade fadern” (Alsarve, Boye och Roman 2014). Ett uttryck för detta var den stora vikt som lades vid att männen skulle vara föräldralediga och att de med kvinnorna skulle dela lika på den praktiska omsorgen om barnet. Vare sig männen eller kvinnorna bejakade en maskulinitet som främst kopplas samman med yrkesliv och offentlighet. Det var för dem inte fråga om att kvinnan, i egenskapen av att vara mor, självklart skulle ta huvudansvar för omsorgen om barnet. Tvärtom fanns en stark övertygelse om att det är viktigt att också pappan tar praktiskt ansvar för barnets välmående och utveckling. Denna betoning på faderns omsorgsroll var förankrad i ett omsorgsperspektiv där barnets intresse stod i fokus, men hade också fäste i det gemenskaps- och jämställdhetsperspektiv som gällde själva parförhållandet.

Flera studier har pekat på förändringar av fadersrollen i nämnda riktning (Hwang 2000; Klinth och Johansson 2010; Johansson

2004, 2009; Plantin 2001, 2007). Svensk jämställdhets- och familjepolitik – som både uppmuntrat och till dels möjliggjort för mödrar och fäder att spela liknande roller i familj och yrkesliv – har säkert haft stor betydelse för detta. Ett tecken är att svenska par i internationell jämförelse lägger betydligt större vikt vid att också pappan är hemma med de små barnen (Grunow och Evertsson 2014). De officiella sätten att tala och skriva om jämställdhet, ett nytt faderskap och barns bästa har trängt igenom. Gemensamt för dessa är den tonvikt som läggs på att fäder utvecklar en nära relation till sina barn (Roman 2008). Idén att det är bra för barnet att pappan är hemma var högst levande när föräldraförsäkringen infördes (Klinth 2002). Den har alltsedan förmedlats via statliga institutioner, lagstiftning och massmedia, och har enligt vissa forskare fått hegemonisk status i det svenska samhället (Johansson och Klinth 2008). Våra forskningsresultat, grundade på främst par ur en utbildad medelklass, pekar i samma riktning. Det är således betecknande när en av fäderna berättade för oss att det för honom var självklart att vara föräldraledig med sitt barn eftersom ”allt man läser” pekar på att det för barnet ”är viktigt att mannen också är hemma”.

Ibland poängteras att likhetstecken inte ska sättas mellan utvecklingen av ett nytt faderskap och jämställdhet mellan kvinnor och män. Den underliggande tanken är att nyblivna fäders till synes ökande vilja att praktiskt sörja för sina barn, inte självklart resulterar i ökad jämställdhet hos de vuxna paren (Bekkengen 2002). Förvisso finns ingen automatik i att fäder som är hemma med sina barn samtidigt tar ansvar för de vardagliga sysslorna i hushållet. Ändå förefaller det rimligt att anta att fäders större engagemang i den praktiska omvårdnaden av sina barn får en positiv inverkan på jämställdheten, åtminstone om de är föräldralediga under en längre sammanhängande period. De undersökningar som har avhandlats här tyder på detta. Det engagerade faderskapet är där nära sammanlänkat med jämställdhet och viljan att bygga ett gemensamt föräldraprojekt. Vidare hänger fadersrollen och modersrollen tätt samman på så sätt att förändringar i den ena medför förändringar i den andra. Blir pappor lika engagerade som mammor i sina barns vardag – med allt vad detta innefattar – sker med nödvändighet förskjutningar också i modersrollen. Och därigenom i relationen mellan det vuxna paret. Kanske skulle man rent av kunna säga att jämställdheten definitionsmässigt ökar med en utveckling där mödrar inte längre bär huvudansvaret för barnen. Därmed alltså

inte sagt att detta nödvändigtvis leder fram till ett jämställt förhållande. Det tycks till exempel finnas en generell tendens som innebär att män tar ut flera kortare perioder av föräldraledighet, medan kvinnor tar ut längre sammanhängande perioder. Männen är då bara hemma med barnen under begränsade perioder. I sådana fall är det inte osannolikt att en tydlig könsarbetsdelning mellan kvinnan och mannen kan bestå även om mannen tar ut föräldraledighet (ISF 2013).

Paren i våra studier kopplade dock inte bara samman jämställdhet och det engagerade faderskapet på ett allmänt plan. De blivande mammorna och papporna berättade att de hade talat om att också fortsättningsvis dela på ansvaret för hushållsarbetet. De pappor som hade varit föräldralediga under en längre sammanhängande period delade även ansvaret för hushållsarbetet med sina partners (enligt bådas utsagor). De beskrev också på liknande sätt som kvinnorna stora omställningar av vardagslivet i samband med att de blev pappor, vid sidan av att de framhöll de positiva sidorna av att ha tillbringat mycket tid med sina barn. Också ur ett vidare samhällsperspektiv är det troligt att en ökning av fäders engagemang i omsorgen om sina barn – lika stort uttag av föräldraledighet, lika ofta hemma med sjuka barn osv – kan få positiva effekter på jämställdheten. Det gäller exempelvis arbetsgivares attityder och förväntningar och praktiker på arbetsplatser, men också normer om hur mammor och pappor bör handla. Samtidigt agerade papporna, vilket jag återkommer till, i större utsträckning än mammorna i samklang med normer förknippade med ”den ideala arbetaren”.

3.5.2 Den självklara modern

Det finns en viktig skillnad i talet om moderskap och faderskap. ”Den engagerade fadern” framstod som ett ideal och mål för paren, och diskussionerna om hur viktigt det var att mannen skulle vara föräldraledig var livliga. Det fanns en uttalad önskan om att skapa förutsättningar för att utveckla en nära och bra relation mellan pappan och barnet. För modern däremot fanns inget sådant ideal formulerat. Det talades över huvud taget inte på samma sätt om mammornas föräldraledighet. Det som framhölls var att det är viktigt för barnet att också få en nära relation till sin pappa. Sättet att resonera rimmar väl med forskning som visar att längden på mödrars föräldraledighet över tid har varit tämligen konstant och att fädernas ökade uttag av dagar så att säga har lagts till denna. Det

är fråga om forskning som inte nöjer sig med att studera fördelningen av antalet ersatta föräldraledighetsdagar, utan som undersöker föräldrars hela föräldraledighet. Och denna är betydligt längre än antalet föräldrapenningsdagar (ISF 2013, kapitel 2 i denna volym).

Den nära relationen mellan mor och barn togs alltså mera för given av paren i våra studier och syntes inte behöva understödjas på samma sätt som pappans relation till barnet. En trolig förklaring är att moderns relation till barnet sedan historiska tider tagits för given och att barn antas vara en viktig del i kvinnors identitet. En annan är uppfattningarna om ett kroppsligt band mellan mamman och barnet som mer eller mindre automatiskt skapar en nära relation dem emellan. Alltså konstruerades moderskapet som ”naturligt” på ett annat sätt än faderskapet. Amning, till exempel, framställdes i allmänhet som en rent kroppslig fråga – precis som ofta är fallet i samhället i stort.

Utan att förneka amningens kroppsliga sidor finns skäl att också uppmärksamma dess institutionella aspekter. Budskap om amningens välsignelser förmedlas från såväl barnavårdscentraler och mödravårdscentraler, som böcker, massmedia och sociala medier. Det är den klart dominerande idén om hur bebisar bör matas. Det ständiga upprepandet och poängterandet av amningens betydelse för barnets välbefinnande och utveckling ger det status av att vara det moraliskt riktiga handlingsalternativet. Amning länkas på så sätt till ”det goda moderskapet”. Det finns all anledning att anta att föräldrars syn på amning, och särskilt amningsperiodens längd, påverkas av sådana budskap. Talande i sammanhanget är att de blivande mödrarnas amningsplaner stämde väl överens med de råd som brukar ges av ”experter” av olika slag, på mödravårdscentraler och andra ställen. Ändå tycks det inte finnas några vetenskapliga bevis för att barn i rika länder som Sverige skulle må bäst av att uteslutande ammas under sitt första halvår i livet (Wold 2013).

Även om det framställdes som mer eller mindre naturgivet att mammorna skulle vara föräldralediga under barnets första tid tog kvinnorna typiskt avstånd från en femininitet främst inriktad på barn och familj. Det var inget de identifierade sig med. De ville ha utrymme för såväl familjeengagemang som yrkesengagemang (och för sig själva). Liksom männen – när det gäller maskulinitet – försökte de att konstruera ett moderskap som passande denna självbild. En av kvinnorna gav uttryck åt detta när hon utbrast: ”Jag är inte bara mamma liksom. Jag är verkligen inte bara mamma”. Samma sak gäller berättelser från kvinnor om hur de hade längtat

efter att få återgå till arbetet efter en period av föräldraledighet. Inte i något fall berättade fäderna om något motsvarande. De tog uteslutande upp det positiva med att vara föräldralediga. Särskilt betonades att de därigenom hade fått en alldeles egen relation sitt barn, men också att det hade varit skönt att få vara ifrån arbetsplatsen under den tid föräldraledigheten varade (jfr Chronholm 2004: 118).

En förklaring till att kvinnorna på ett annat sätt än männen berättade om sin längtan tillbaka till jobbet kan hänföras till olika tolkningsramar. Det är rimligt att utgå från att kvinnorna förhöll sig till en historia och en kultur som tillskrivit kvinnor egenskaper, identiteter och värderingar kopplade till hem och familj. Som yrkesorienterade kvinnor med tydliga jämställdhetsideal tog de på detta sätt avstånd från den typen av femininitet. Sannolikt var det på motsvarande sätt för männen viktigt att understryka att de inte tillhör den kategori män som sätter jobb och karriär före familjen. Som jämställda män ville de inte identifiera sig med en maskulinitet som främst kopplar samman män med yrkeslivet och det offentliga. Det kan förklara att männen till skillnad från kvinnorna uteslutande framhöll de positiva sidorna med att vara föräldralediga. En kompletterande förklaring är att de i allmänhet hade varit föräldralediga under en kortare period och med ett lite äldre barn än kvinnorna.

En ytterligare könsskillnad var att det hände att kvinnorna, men inte männen, berättade om att den sociala omgivningen inte alltid var med på noterna när det gällde deras planer på föräldraledighetsuttag. Tidigare nämnde jag att intervjupersonernas arbetsgivare i allmänhet positivt bejakade såväl kvinnornas som männens föräldraledighet. En del blivande mödrar berättade dock om negativa responser från både chefer och kollegor när de hade berättat att de skulle vara föräldralediga i mindre än ett år. Reaktionerna var av slaget att det var ”för tidigt” att återgå till arbetet så snart. Ytterligare andra oroade sig över att personer i deras omgivning skulle tycka att de skulle vara ”hemma för lite”. Kvinnorna befarade kort sagt att omgivningens uppfattningar om innehållet i ”ett gott moderskap” skulle försvåra försöken att skapa ”en hel jämställdhetsgrej i praktiken”, som en av de blivande mammorna uttryckte det. De uppfattade att de skulle begå ett brott mot en oskriven regel och att reaktionerna visade gränserna för det socialt acceptabla. Kvinnorna berättade också om positiva tillrop från omgivningen av typen ”passa nu på att vara hemma så länge du kan”.

Erfarenheter som dessa avspeglar upplevelser av en omgivning som reproducerar föreställningar och förväntningar knutna till genusordning och moderskapsnormer. De kan också ses som uttryck för en ambivalent situation där olika och motstridiga idéer och föreställningar om moderskap och kön existerar sida vid sida.

Att kvinnornas relation till barnet på ett annat sätt än männens framstod som självklar kan ses som tecken på att förhandlingsprocesserna och besluten inte uteslutande formades av uttryckliga ideal, föreställningar och önskningar, utan även av föreställningar, institutioner och normer som opererar på en mindre reflexiv nivå. På liknande sätt skulle mönstret med hänvisningarna till männens arbetssituation kunna ses som en effekt av genusordningen. Det som för kvinnorna uppfattades som svårigheter blev för männen till hinder som gjorde att de inte kunde vara föräldralediga. Medan männen på så sätt anpassade sin föräldraledighet till sina villkor på arbetsplatsen, anpassade kvinnorna i sin tur sitt uttag av föräldraledighet till männen (jfr Bekkengen 2002: 168).

3.5.3 Slutord

Förhandlingarna om föräldraledighetens fördelning influerades av delvis konkurrerande föreställningar och normer. Å ena sidan ville man spela likartade föräldraroller och konstruera nya sätt att vara mamma och – särskilt – pappa på. Talet om jämställdhet och pappans betydelse för barnet hade stort genomslag. Ett tecken är den viktiga roll pappan tilldelades i omsorgen och omvårdnaden av barnet. En övertygelse om att en nära relation mellan pappan och barnet helst bör möjliggöras inverkade starkt på beslutet. En könsuppdelad familjepraktik var vare sig ett önskvärt eller riktigt legitimt alternativ. Könsuppdelning måste motarbetas eller åtminstone motiveras. Detta ser jag som tecken på en betydelsefull normförskjutning i samhället. Å andra sidan fanns det flera saker med i bilden. Också genus och genusnormer påverkade med all tydlighet utfallet. Moderskap och faderskap konstruerades trots allt till dels som olika, även om detta sällan var klart uttalat. Moderskapet förbands med biologiska processer och en nära relation mellan mamman och barnet togs för given. Kanske föreföll just därför kvinnornas föräldraledighet mera självklar än männens. Mödrarna berättade också på ett annat sätt än fäderna om känslor av ambivalens och skuld i samband med förväntningar och krav förknippade med föräldraskap och yrkesarbete. Trots allt tycktes de i ganska

stor utsträckning påverkade av dominerande ideal förknippade med ”den goda modern”, också när de till dels försökte fjärma sig från dessa. På så sätt fanns genus med in i förhandlingsprocesserna. Resultatet kan avläsas i fördelningen. Jämställdhets- och likhetsidealen till trots var det ofta kvinnorna skulle eller hade tagit ut flest föräldraledighetsdagar. Aldrig var det tvärtom. Till detta kommer att det bland föräldrarna med något undantag var kvinnorna som efter föräldraledigheten hade gått ner till deltidsarbete, vilken för övrigt är ett generellt mönster i Sverige. Också konkreta omständigheter som ekonomi och arbete påverkade. Men det var i samma olikhetsskapande riktning. Det var typiskt männens arbetssituation som tilläts påverka längden på deras föräldraledighet så att den blev kortare än idealen. Kvinnorna anpassade sig därefter. I de fall kvinnornas arbetssituation på ett uttalat sätt hade inverkat på deras föräldraledighet var det i motsatt riktning. Den förlängde, som i fallet med de två lärarna som tidigare nämndes, perioden av föräldraledighet. En slutsats som kan dras är att kvinnorna typiskt sett i mindre utsträckning än männen var beredda att anpassa sig efter normer om ”den ideala arbetaren”, det vill säga normer som inte tillåter att ansvar för barn och familj inkräktar på yrkesarbetet i form av exempelvis långa föräldraledighetsuttag och deltidsarbete (jfr Acker 1992, Christopher 2012).

Resultaten från våra studier pekar alltså på en ambivalens där parens förhandlingar om föräldraledighetens fördelning oaktat ideal om ett gemensamt föräldraprojekt och jämställdhet allt som oftast resulterade i en skev fördelning. Samtidigt tyder resultaten på viktiga förskjutningar i konstruktionen av genus, moderskap och faderskap. Alldeles särskilt gäller detta som framgått talet om faderskap. Men också talet om föräldraledighet, och att dess fördelning var en fråga för diskussion och beslutsfattande, kan tolkas som tecken på förändring. Det krävs beslut för att bryta mot gamla institutionella ordningar. Den forskning som presenteras i denna bok (se kapitel 7 och 8) tyder på att de processer som här har diskuterats inverkar på både könsskillnader i löner och karriärmönster. Den visar också att detta alldeles särskilt gäller just den kategori av sammanboende och gifta par som de par som deltagit i våra studier tillhör. För att återknyta till frågan om föräldraledighetens betydelse för jämställdheten i arbetslivet är det med andra ord just för personer med relativt hög utbildning och inkomst som föräldraledighetsuttaget tycks få särskilt stora konsekvenser i arbetslivet.

Referenser

Acker, Joan (1992) ”Gendering organizational theory” i Mills, A

och Sancred, P (eds.) Gendering Organizational Analysis. London: Sage. Ahrne, Göran och Roman, Christine (1997) Hemmet, barnen och

makten. Förhandlingar om arbete och pengar i familjen. SOU

1997:139. Stockholm: Fritzes. Alsarve, Jenny och Boye, Katarina (2011) ”Man vill ha det lite

jämställt sådär”: planer för föräldraledighet och arbetsdelning bland blivande föräldrar. Örebro: Univ., Akademin för

humaniora, utbildning och samhällsvetenskap. Alsarve, Jenny och Boye, Katarina (2012) ”Inte bara jämställdhet:

beslutet om föräldraledighet, moderskaps- och faderskapsideal och idéer om barnets bästa”, Sociologisk forskning. 2012(49):2, s. 103–128. Alsarve, Jenny, Boye, Katarina och Roman, Christine (2014) “The

child’s best and constructions of motherhood and fatherhood in Sweden: At the crossroads of equality and biology” manus presenterat på TransParent Workshop 6–7 mars 2014, Goethe University, Frankfurt am Main. Beck, Ulrich och Beck-Gernsheim, Elisabeth (1995) The Normal

Chaos of Love. Cambridge: Polity Press.

Beck, Ulrich och Beck-Gernsheim, Elisabeth (2002)

Individualization. London: Sage Publications.

Becker, Gary S. (1991). A treatise on the family. Enl. ed. Cambridge,

Mass.: Harvard Univ. Press. Bekkengen, Lisbeth (2002) Man får välja – om föräldraskap och

föräldraledighet i arbetsliv och familjeliv. Malmö: Liber.

Berk Fenstermaker, Sarah (1985). The gender factory: the

apportionment of work in American households. New York:

Plenum. Björnberg, Ulla (1992) ”Tvåförsörjarfamilj i teori och verklighet” i

Acker J m fl (red.) Kvinnors och mäns liv och arbete. Stockholm: SNS förlag. Björnberg, Ulla och Bäck-Wiklund, Margareta (1987) Vardagslivets

organisering i familj och närsamhälle. Göteborg: Daidalos.

Björnberg, Ulla och Kollind, Anna-Karin (2003) Att leva själv

tillsammans. Malmö: Liber.

Blood, Robert O. och Wolfe, Donald M. (1960), Husbands and

Wives. The Dynamics of Married Living. Illinois: The Free Press

of Glencoe. Boye, Katarina (2008) “How children impact on parents’ division

of labour: A longitudinal study of changes in housework following the birth of a child” i Boye, K. (2008) Happy hour?

Studies on well-being and time spent on paid and unpaid work.

Akad. avh. Stockholm: Institutet för social forsknings avhandlingsserie nr. 74. Boye, Katarina (2014), “På väg mot ett nytt föräldraskap?”, i

Grönlund, Anne (red.) Glimtar av jämställdhet. Umeå: Boréa. Burgess, Ernest W (1926) “The Family as a Unity of Interacting

Personalities”, The Family 7: 1: 3–9. Christopher, Karen (2012) “Extensive Mothering: Employed

Mothers’ Constructions of the Good Mother”, Gender & Society, 26:1, pp. 73–96. Chronholm, Anders (2004) Föräldraledig pappa. Mäns erfarenheter

av delad föräldraledighet. Akad. avh. Göteborg: Göteborg

Studies in Sociology No 23. Daly, Kerry (2002) ”Time, Gender, and Negotiation of Family

Schedules”, Symbolic Interaction, 25:3, pp. 323–342. Duvander, Ann-Zofie och Jans, Ann-Christine (2009) ”Hur länge

spelar pappors föräldraledighet roll? En studie av sambandet mellan pappors föräldraledighet och deras kontakt med sina barn.” Socialförsäkringsrapport 2009:1. Stockholm: Försäkringskassan. Evertsson, Marie och Nermo, Magnus (2004) “Dependence Within

in Families and the Household Division of Labour. A Comparison Between Sweden and the United States, Journal of

Marriage and the Family, 23:4, pp. 1272–1286.

Evertsson, Marie och Nermo, Magnus (2007) “Changing

Resources and the Division of Work. A Longitudanal Study of Swedish Couples”, European Sociological Review, 23:4, pp. 455– 470. Finch, Janet (1989) Family Obligation and Social Change. Cambridge:

Polity Press.

Fransson, Anna och Wennemo, Irene (2004) ”Rationellt för

familjen, dyrt för alla” i Lorentzi, U (red) Vems valfrihet? Debatt-

bok om en delad föräldraförsäkring. Stockholm: Agora.

Giddens, Anthony (1991) Modernity and Self-Identity. Self and

Society in the Late Modern Age. Cambridge: Polity Press.

Giddens, Anthony (1992) The Transformation of Intimacy. Sexuality,

Love & Eroticism in Modern Societies. Cambridge: Polity Press.

Grunow, Daniela och Evertsson, Marie (red.) (2014) From Modern

Couple to Traditional Family. Institutions as Reference Points for Parents

‐

to

‐

be in European Societies, bokmanus presenterat på

TransParent Workshop 6–7 mars 2014, Goethe University, Frankfurt am Main. Halleröd, Björn och Grönlund, Anne (2008) ”Den vackra visionen

och den vrånga vardagen” i Halleröd, Björn och Grönlund, Anne (red.) Jämställdhetens pris. Umeå: Borea. Hill, Reuben (1958) ”Sociology of Marriage and the Family

Behaviour, 1945–56”, Current Sociology. VII: 1: 1–33. Hill, Reuben och Hansen, Donald A (1960) “The Identification of

Conceptual Frameworks Utilized in Family Study”, Marriage

and Family Living 22: 299–311.

Hwang, Philip (2000) (red.) Faderskap i tid och rum. Stockholm:

Natur och Kultur. Haavind, Hanne (1984) ”Love and Power in Marriage” i Holter,

Harriet (ed.), Patriarchy in a welfare society. Universitetsforlag. Dagens Nyheter 8 november 2013 ”Det lönar sig att dela lika”

(www.dn.se/ekonomi/det-lonar-sig-att-dela-lika) Daly, Kerry (2002) “Time, Gender, and the Negotiation och Family

Schedules”, Symbolic Interaction, 25:3, pp. 323–342. ISF (2013) Inspektionen för socialförsäkringen. Föräldrapenning

och föräldraledighet. Mått på olika aspekter av föräldraledighet.

Rapport 2013:13. Johansson, Thomas (2004) Faderskapets omvandlingar. Frånvarons

psykologi. Göteborg: Daidalos.

Johansson, Thomas (2009) Familjeliv. 1. uppl. Malmö: Liber. Johansson, Thomas och Klinth, Roger (2008) ”Caring Fathers: The

IDeology of Gender Equality and Masculine Positions”, Men and Masculinities, 11, pp. 41–62. Klinth, Roger (2002) Göra pappa med barn. Akad. avh. Umeå: Borea.

Kugelberg, Clarissa (1999) Perceiving Motherhood and Fatherhood.

Swedish Working Parents with Young Children. Akad. avh.

Uppsala: Acta Universitatis Upsaliensis. Magnusson, Eva (1998) Vardagens Könsinnebörder under Förhand-

ling – om arbete, familj och produktion av kvinnlighet. Akad. avh.

Umeå: Umeå Universitet. Magnusson, Eva (2006) Hon, han och hemmet. Genuspsykologiska

perspektiv på vardagslivet i nordiska barnfamiljer. Stockholm:

Natur och kultur. Plantin, Lars (2001) Män, familjeliv och föräldraskap. Umeå: Boréa

bokförlag. Plantin, Lars (2007) “Different Classes, Different Fathers? On

Fatherhood, Economic Conditions and Class in Sweden”, Community, Work & Family 10, pp.93–110. Riksförsäkringsverket (2002) Spelade pappamånaden någon roll? –

pappornas uttag av föräldrapenning. Riksförsäkringsverket analyserar 2002:14. Riksförsäkringsverket (2003) Socialförsäkringsboken. Mamma, pappa,

barn – tid och pengar. Stockholm.

Roman, Christine (2008) “Academic discourse, social policy and

the construction of new families” in Melby, K, Ravn, A-B och Carlsson Wetterberg, C (eds.), Gender Equality as a Perspective

on Welfare: The Limits of Political Ambition? Policy Press.

Roman, Christine (2013) “Children and Risk: A qualitative study

on Swedish IT Specialists’ Transition to Parenthood”, Families,

Relationships and Societies: An international journal of research and debate (on-line

DOI:

http://dx.doi.org.db.ub.oru.se/10.1332/204674313X669478). Roman, Christine och Peterson, Helen (2011) Familjer i tiden.

Förhandling, kön och gränslöst arbete. Umeå: Boréa förlag.

Schvaneveldt, Jay D (1966) ”The Interactional Framework in the

Study of the Family” in Nye, F. Ivan och Berardo, Felix M. (eds.) Emerging Conceptual Frameworks in the Family Analysis. New York: The MacMillan Company. SOU 1972:34. Familjestöd. Betänkande avgivet av Familjepolitiska

kommittén. SOU 2005:66. Makt att forma samhället och sitt eget liv. Jämställd-

hetspolitiska utredningen.

Strauss, Anselm (1979) Negotiations: varieties, contexts, processes,

and social order. San Fransisco: Jossey-Bass Publishers.

West, Candace och Zimmerman, Don H (2002) ”Doing Gender” i

S Fenstermaker och C West (red) Doing Gender, Doing

Difference. Inequality, Power, and Institutional Change. New York:

Routledge. Wold, Agnes (2014) “Orimligt att i lag förbjuda reklam för flask-

matning i Dagens Nyheter 2013-11-27.

4. Hushållsarbetets tid och fördelning

Katarina Boye

4.1 Inledning

Vi tänker ofta på yrkesarbetet och livet i övrigt som väl avgränsade enheter men ofta är gränsdragningen dem emellan inte helt enkel. Yrkesarbetet påverkar vårt liv i övrigt, och saker som vi gör utanför arbetstid har likaså en tendens att påverka vårt yrkesarbete. Det visar inte minst den omfattande forskningen kring konflikter mellan arbete och familj (se kapitel 9 i denna volym). Vi ägnar oss såklart åt en mängd olika sysslor när vi inte yrkesarbetar, bland annat så utför vi annat arbete än det vi gör på jobbet. Det här kapitlet handlar om hur mycket av vår tid som vi ägnar åt olika typer av hushållssysslor och specifikt om könsskillnader i hur mycket tid vi lägger på hushållsarbete.1

Hushållsarbetet är en av de sysselsättningar utanför yrkesarbetet som kan påverka möjligheterna på arbetsmarknaden. Kvinnor arbetar deltid i mycket högre utsträckning än män (SCB 2012) och deras ansvar för hem och barn är sannolikt den viktigaste anledningen till detta (Lanninger och Sundström 2013; Tijdens 2002). Det finns också internationell forskning som visar att denna ansvarsfördelning inte bara påverkar kvinnors inkomster via deltid, utan att det också finns ett samband mellan hushållsarbete och timlön. Dessa studier, som framförallt genomförts i USA men också i t.ex. Storbritannien, har visat att timlönen tenderar att vara lägre ju mer hushållsarbete personen utför (t.ex. Bryan och Sevilla-Sanz 2011; Hersch och Stratton 1997; 2002; Keith och Malone 2005; Noonan 2001). Sambandet är extra starkt bland kvinnor, framförallt mödrar, vilket enligt studierna kan ha att göra med att kvinnors hushållsarbete tenderar att ta mer tid och vara svårare att anpassa till yrkesarbetet än mäns. I Sverige verkar ett negativt sam-

1 När kapitlet behandlar hushållsarbetsfördelningen i par så gäller det olikkönade par eftersom fördelningen mellan kvinnor och män är det centrala när det gäller hushållsarbetets betydelse för jämställdheten på arbetsmarknaden. Det finns mig veterligen ingen kvantitativ studie av hushållsarbetsfördelningen i samkönade par i Sverige. Flood (2003) har däremot genomfört kvalitativa intervjuer med kvinnor i 68 samkönade par i Sverige och Irland. De intervjuade i denna studie hade en relativt jämn hushållsarbetsfördelning tidsmässigt. Liksom i intervjuer med olikkönade par (t.ex. Alsarve och Boye 2011; Roman och Peterson 2011) framkom att partners i Floods studie ofta specialiserade sig på olika hyshållssysslor (oftast inte i enlighet med den traditionella uppdelningen i ”kvinnligt” och ”manligt” hushållsarbete).

band mellan hushållsarbetstid och timlön ha funnits för såväl kvinnor som män under 1990-talet och början av 2000-talet (Boye, Halldén och Magnusson 2014; Hörnqvist 1997). Detta samband fanns framförallt i mer kvalificerade yrken. Boye, Halldén och Magnusson (2014) fann inget samband mellan hushållsarbetstid och timlön år 2010 så det är möjligt att sambandet har försvunnit under de senaste åren. Däremot kvarstod ett negativt samband mellan föräldraskap och timlön för kvinnor, speciellt bland de i kvalificerade yrken.

Resultaten av tidigare studier kring arbetsmarknadskonsekvenser av hushållsarbete gör det relevant att diskutera hushållsarbetets tid och fördelning i en antologi som denna, som behandlar kopplingen mellan jämställdhet på arbetsmarknaden och olika aspekter av familjeansvar. Men vad menas med hushållsarbete och hur ska det mätas?

4.2 Att studera hushållsarbete

Det rutinartade hushållsarbetet, dvs. det som utförs regelbundet varje vecka eller varje dag, inkluderas i alla studier av hushållsarbete. I detta arbete ingår framförallt städning, tvätt och sysslor relaterade till maten så som matlagning, disk och matinköp. Det rutinartade hushållsarbetet utförs i högre grad av kvinnor än av män. I vissa studier inkluderas en rad andra sysslor utöver dessa, t.ex. underhåll och reparationer (så som att klippa gräset, tvätta bilen eller laga saker), att betala räkningar, skjutsa familjemedlemmar till olika aktiviteter och att göra andra inköp än matinköp. Av dessa utförs underhåll och reparationer i högre grad av män än av kvinnor medan t.ex. att betala räkningar ibland betecknas som könsneutralt hushållsarbete. Ibland inkluderas också omsorg om barn, t.ex. att lämna och hämta på förskola och skola, läsa läxor och följa med på fritidsaktiviteter. Ofta summeras dessa sysslor till ett sammantaget mått på allt hushållsarbete men det händer också att sysslorna studeras var för sig. Att studera enskilda sysslor ger andra insikter om hur normstyrt kvinnors och mäns hushållsarbete är, jämfört med studier av hur mycket tid de ägnar totalt åt hushållsarbete eller hur hushållsarbetet totalt fördelas mellan dem (Tai och Treas 2012).

En vanlig förklaring till den ojämna fördelningen av hushållsarbete mellan kvinnor och män är att kvinnor ”gör kön” (do

gender)2 genom att utföra hushållsarbete, medan män gör kön

genom att inte utföra sådant arbete (t.ex. Bittman et al. 2003; Evertsson och Nermo 2004; Fenstermaker Berk 1985; Kan 2008a; West och Zimmerman 1987). Med andra ord fungerar hushållsarbete som ett redskap för kvinnor och män i deras strävan efter att signallera konformitet (eller brist på sådan) med rådande normer och därmed bli förståerliga för omgivningen. I Sverige har mäns tid i hushållsarbete ökat (se nedan) vilket tyder på att hushållsarbetets funktion som redskap för görande av kön kan ha minskat. Om analyser av enskilda sysslor visar att män tenderar att utföra vissa sysslor mer och andra mindre tyder detta på att hushållsarbetet har behållit en del av denna funktion och att detta inte bara fungerar kvantitativt utan också kvalitativt. I den empiriska delen av kapitlet studeras flera typer av sysslor, både rutinartade och andra, med data från Levnadsnivåundersökningarna (LNU).

De studier som refereras i kunskapsöversikten nedan baseras på både tidsstudiedata och surveydata. I de empiriska analyser som redovisas används dock endast surveydata, LNU, vilket innebär att respondenter besvarat frågor om hur många timmar de brukar ägna åt olika sysslor en vanlig vecka. Detta angreppssätt skiljer sig från tidsstudieundersökningar där respondenter istället för dagbok över vilka sysslor de ägnar sig åt under dagen. Det kan framstå som rimligt att tidsstudieundersökningar ger mer tillförlitliga data än surveyundersökningar, vilket också bekräftas av viss internationell forskning (se Kan 2008b för en genomgång av sådan forskning). Studier från de nordiska länderna visar dock en god överensstämmelse mellan de båda, vilket ändå talar för att surveydata är tillförlitliga (Bonke 2005; Kitterød och Lyngstad 2005).

4.3 Tidigare studier av kvinnors och mäns hushållsarbete

I mitten av 1970-talet utförde yrkesarbetande, sammanboende (dvs. gifta eller sambor) kvinnor över 90 procent av allt det rutinartade hushållsarbetet, som till exempel matlagning, tvätt och städning (Boye och Evertsson 2014). Kvinnors andel av detta hushållsarbete hade sjunkit till 74 procent i början av 1990-talet och år 2010 hade andelen sjunkit ytterligare till 64 procent. Under perioden har

2 En mer korrekt översättning av engelskans ”do gender” skulle vara ”göra genus”. Här används ändå begreppet ”göra kön” eftersom det är den etablerade översättningen inom svensk forskning.

mäns hushållsarbetstid ökat, men framförallt har kvinnors hushållsarbetstid minskat. År 1974 ägnade kvinnor drygt 27 timmar åt rutinartat hushållsarbete i veckan i genomsnitt, en siffra som sjunkit till 13 timmar i veckan 2010. Under samma period ökade mäns hushållsarbetstid från 2 timmar till 7,5 timmar i veckan. Den totala tiden som hushåll ägnar åt det rutinartade hushållsarbetet har därmed minskat. Det här beror sannolikt på en ökad tillgång till hushållsmaskiner, halvfabrikat och färdiglagad mat, men kanske också på förändrade normer kring hur rent ett hem bör vara, hur maten ska tillagas etc. Efter införandet av skatteavdrag för köp av hushållsnära tjänster, det s.k. RUT-avdraget, år 2007 har också utnyttjandet av privat köpta hushållstjänster ökat (se kapitel 6 i denna volym). Detta har dock knappast haft någon nämnvärd inverkan på hushållens totala hushållsarbetstid. Andelen i befolkningen som köper sådana tjänster, och använder sig av RUT-avdrag, är nämligen fortfarande väldigt låg, cirka 4–5 procent (år 2010, se kapitel 6 i denna volym). Ökningen av köpta hushållstjänster har också skett under en period då förändringen av kvinnors och mäns hushållsarbetstid avtagit. Det mesta av förändringen skedde nämligen under 1970- och 1980-talen (Boye och Evertsson 2014).

De flesta studier av hushållsarbetets fördelning har analyserat fördelningen av eller tidsåtgången för hushållsarbete totalt. De få studier som analyserat enskilda sysslor var för sig har analyserat hur ofta kvinnor och män utför olika sysslor eller hur sysslorna fördelas mellan dem men däremot inte hur mycket tid sysslorna tar i anspråk. Studierna visar att kvinnor bidrar med en större andel av de flesta sysslor. Mest ojämnt fördelad är tvätten, följd av andra sysslor som inte är direkt kopplade till omsorg om barn, dvs. matlagning, städning mm. (Ahrne och Roman 1997; Halleröd 2005; Thomas och Hildingsson 2009). Minst ojämnt fördelas sysslor som är direkt relaterade till omsorg om barn, t.ex. att byta blöjor, leka och vara hemma när barnen är sjuka (Halleröd 2005; Thomas och Hildingsson 2009). Hämtning och lämning på förskola och skola samt att lägga barn när de ska sova fördelas relativt jämnt mellan mödrar och fäder (Evertsson och Boye 2013; Halleröd 2005). Ahrne och Romans (1997) studie visade dessutom att det var relativt vanligt att kvinnan och mannen delade lika på underhålls- och reparationsarbetet. Resultaten av de här studierna stämmer väl överens med de resultat som Tai och Treas (2013) fick när de rankade olika hushållssysslor, framförallt rutinartade, utifrån hur sannolikt det var att män utförde dem. De studerade 32 länder,

bland annat Sverige, och fann liksom studierna ovan att den syssla som män var minst benägna att ägna sig åt var tvätten – hela 31 procent av de svenska männen tvättade aldrig. Tai och Treas studerade också om det fanns en rangordning av sysslornas könsmärkning så tillvida att män som inte ägnade sig åt de mest populära sysslorna bland män (matinköp och omsorg om sjuka) också var obenägna att ägna sig åt de mindre populära sysslorna (tvätt och matlagning), medan män som ägnade sig åt de minst populära sysslorna också utförde de populära. De fann att så var fallet, men i varierande grad i olika länder. Den här rangordningen var som allra minst strikt i Sverige, vilket betyder att vi här inte har en så tydlig rangordning av sysslor i termer av hur könsmärkta de är som man har i många andra länder.

Kvinnor utför mer hushållsarbete än män i nästan alla delar av befolkningen. Givet denna grundläggande könsskillnad finns det dock skillnader mellan grupper. Tidigare studier har t.ex. visat att hushållsarbetstiden är beroende av utbildning, arbetstider, boende mm. Det finns också stora skillnader beroende på hushållssammansättning, dvs. om man bor själv eller med en partner och om det finns barn i hushållet. Nedan följer en genomgång av tidigare forskning om faktorer som hänger samman med hushållsarbetets tid och fördelning.

4.3.1 Yrkesarbetstid – orsak eller konsekvens?

En inflytelserik teori när det gäller att förklara skillnader i kvinnors och mäns tidsanvändning är Beckers specialiseringsteori (Becker 1981; 1985). Becker, som utgår ifrån att hushållet utgör en enda beslutsfattande enhet med en gemensam budget, menar att hushåll vinner på att medlemmarna specialiserar sig inom olika områden så att de kan bli riktigt bra inom dessa. På så sätt maximeras den nytta som hushållet får ut av familjemedlemmarnas arbete. Eftersom kvinnor traditionellt har tagit huvudansvaret för barn och hushåll, och eftersom de flesta kvinnor blir mödrar, så har det varit mest rationellt att mannen specialiserar sig på yrkesarbete medan kvinnan specialiserar sig på hushållsarbete och omsorg. Män, och framförallt fäder, får därmed komparativa fördelar inom yrkesarbete medan kvinnor, framförallt mödrar, får komparativa fördelar inom hushållsarbete och omsorg. Det här innebär att kvinnor bland annat arbetar deltid i mycket högre utsträckning än män för att ha

tid för barn och hushållsarbete. I och med att kvinnor sedan ett antal år tillbaka har högre genomsnittlig utbildning än män, brukar befinna sig på arbetsmarknaden under ungefär lika många år och har relativt välavlönade arbeten (även om ett tydligt könslönegap kvarstår, se kapitel 8 i denna volym), så finns det anledning att fråga sig om män verkligen har så stora komparativa fördelar i yrkesarbetet jämfört med kvinnor längre. Specialiseringsteorin har därmed förlorat relevans men kan fortfarande vara en delförklaring till att kvinnor arbetar deltid i högre omfattning än män.

Empiriska studier har visat samband mellan yrkesarbetstid och hushållsarbetets fördelning i par. Bernhardt, Noack och Lyngstad (2008) visade till exempel att svenska och norska par där kvinnan arbetade deltid, liksom par där hon var hemarbetande eller föräldraledig, hade en lägre sannolikhet att dela lika på hushållsarbetet än par där kvinnan arbetade heltid (se också Thomas och Hildingsson 2009). Sannolikheten att dela lika minskade också om mannen arbetade mer än heltid, och ökar om han arbetade deltid. Halleröd (2005) visade att relativ arbetstid också har betydelse – ju längre mannens förvärvsarbetstid var jämfört med kvinnans, desto mindre andel av hushållsarbetet utförde han. Det finns dock andra studier som visar att sambandet mellan tillgång till tid för hushållsarbete och fördelningen av arbetet i par är mer komplext än ett enkelt orsakssamband. År 2000 delade det genomsnittliga heltidsarbetande paret till exempel inte lika på hushållsarbetet utan här gjorde kvinnan fortfarande mer än mannen (Boye 2010). Ström (2002), som använde data från början av 1990-talet, visade att arbetslösa män i genomsnitt utförde cirka 40 procent av det rutinartade hushållsarbetet i sitt hushåll, medan arbetslösa kvinnor utförde mer än 80 procent av hushållsarbetet i sitt hushåll.

En studie av förändring i kvinnors och mäns arbetstid och förändring i deras hushållsarbetstid fann att detta samband är svagt eller obefintligt, vilket ytterligare ifrågasätter att det finns ett enkelt orsakssamband på så sätt att förvärvsarbetstiden påverkar hushållsarbetstiden (Evertsson och Boye 2013). Teoretiskt är ju inte heller argumentet att kvinnor gör mer hushållsarbete än män för att de råkar ha mer tid. Istället menar t.ex. Becker (1981; 1985) att kvinnor minskar sin yrkesarbetstid för att hinna med det ansvar som kommer med föräldraskapet för kvinnor, bland annat hushållsarbete, dvs. det är ansvaret för hem och barn som inverkar på yrkesarbetet och inte tvärt om. Bland deltidsarbetande kvinnor anger 40 procent att de arbetar deltid på grund av familjeansvar,

vilket gör detta till den vanligaste anledningen till deltidsarbete bland kvinnor. Bland deltidsarbetande män anger drygt 20 procent att de arbetar deltid av familjeskäl. Detta skäl är därmed ungefär lika vanligt bland män som hälsoskäl eller att inte ha kunnat hitta ett heltidsarbete (Lanninger och Sundström 2013). Empiriskt är det möjligt både att yrkesarbetstiden inverkar på hushållsarbetstiden och tvärt om, men utöver den eventuella betydelsen av yrkesarbetstiden så förklaras kvinnors längre hushållsarbetstid av flera andra faktorer, inte minst hushållssammansättningen.

4.3.2 Hushållssammansättning – den enskilt viktigaste faktorn

Omfattande internationell forskning visar att kvinnors och mäns hushållsarbetstid och fördelningen av denna tid dem emellan ser olika ut beroende på hushållets sammansättning, alltså om de bor själva eller med en partner och eventuella barn (t.ex. Baxter, Hewitt och Haynes 2008; Grunow, Schulz och Blossfeld 2012; Gupta 1999; Kühhirt 2012; Sanchez och Thomson 1997). En huvudsaklig slutsats från dessa studier och från de svenska studier som refereras här är att det händer någonting med hushållsarbetet när par blir föräldrar. I unga par utan barn gör kvinnor och män ungefär lika mycket hushållsarbete (Ahrne och Roman 1997; Boye 2008; Boye och Evertsson 2014; Hörnqvist 1997) men när de får barn blir tidsanvändningen mer traditionell. Kvinnors hushållsarbetstid verkar påverkas av såväl barnens ålder som antalet barn medan mäns hushållsarbetstid är mycket mindre känslig för detta (Boye 2008; Boye och Evertsson 2014; Evertsson och Nermo 2007; Hörnqvist 1997, se också Bernhardt, Noack och Lyngstad 2008). Ökningen av kvinnors hushållsarbetstid är som störst när barnen är riktigt små, vilket kan ha att göra med att kvinnor ofta tar ut lång föräldraledighet och utför mycket hushållsarbete när de är hemma. Kvinnors hushållsarbetstid sjunker när barnet blivit äldre och stannar på en nivå som är några timmar högre än nivån innan de fick barn, men ökar igen om de får fler barn (Boye och Evertsson 2014). Mäns tid ligger kvar på samma nivå som när första barnet var litet oavsett barnets ålder och om de får fler barn.

De här könsskillnaderna i betydelsen av barn framkommer i studier från såväl 1990-talet som 2000-talet (Ahrne och Roman 1997; Boye 2008; Boye och Evertsson 2014; Hörnqvist 1997). Det finns dock tecken på att barn börjar få en större betydelse för mäns

hushållsarbete än de har haft tidigare. Dribe och Stanfors (2009) fann en skillnad i hushållsarbetstid mellan kvinnor med och utan barn, men inte mellan män med och utan barn, i början av 1990talet. I början av 2000-talet fann de däremot en lika stor procentuell skillnad i hushållsarbetstid mellan män med och utan barn som mellan kvinnor med och utan barn (män utförde dock fortfarande mindre hushållsarbete än kvinnor oavsett föräldrastatus). En studie av unga vuxna i åldern 19–30 år fann likaledes att skillnaderna mellan kvinnor och män hade minskat mellan 2000 och 2010, om än inte försvunnit helt (Evertsson och Boye 2013). Dessa studier är tvärsnittsstudier som jämför grupper av individer som har respektive inte har barn. Panelstudier som har följt samma personer från att de varit barnlösa till att de blivit föräldrar har inte visat en lika stark utveckling mot ett jämställande av betydelsen av barn för kvinnors och mäns hushållsarbetstid (Boye 2008; Boye och Evertsson 2014). Boye och Evertsson (2014) fann att mäns hushållsarbetstid ökade mindre än kvinnors när de blev föräldrar såväl på 1990-talet som på 2000-talet, men de fann vissa tecken på att ökningen bland män med riktigt små barn var större år 2010 än den varit tidigare. Det här resultatet var dock mycket osäkert (sambandet var inte statistiskt säkerställt). Däremot fann de att det skett förändringar av betydelsen av barn för kvinnors hushållsarbetstid – att få ett eller fler ytterligare barn, utöver det första, hade inte en lika stor betydelse för kvinnors hushållsarbetstid år 2010 som det haft tidigare.

Sammantaget tycks barn vara det som har störst betydelse för hushållsarbetet när det gäller hushållssammansättningen, men det finns också skillnader mellan de som bor själva och de som bor med en partner. De här skillnaderna har dock inte studerats i lika stor utsträckning som betydelsen av barn. Hörnqvist (1997) fann, i sin studie av data från början av 1990-talet, att kvinnor och män som bodde med en partner utförde mer hushållsarbete än de som bodde själva, men skillnaden var större för kvinnor. Boye och Evertsson (2014) som använde data från 1991–2010 fann istället att mäns hushållsarbetstid minskade när de flyttade ihop med sin partner medan kvinnors hushållsarbetstid förblev oförändrad. Skillnaderna mellan studierna kan bero på att de har genomförts på olika sätt, till exempel att studien från 1990-talet jämför grupper medan studien som även inkluderar senare data följer samma personer över ett antal år.

4.3.3 Ekonomi och ekonomiskt beroende – mindre viktigt än man tidigare trott?

Par där kvinnan tjänar mer än mannen fördelar hushållsarbetet mer lika än andra par (Bernhardt, Noack och Lyngstad 2008; Evertsson och Nermo 2007). En vanlig förklaring till dessa resultat är att en stark ekonomisk ställning innebär en stark förhandlingsposition när par fattar beslut om till exempel hur hushållsarbetet ska fördelas (t.ex. Blood och Wolfe, 1960; Lundberg och Pollak, 1996). Till skillnad från specialiseringsteorin som nämndes ovan (Becker 1981; 1985), så utgår teorin om relativa resurser ifrån att beslutsfattande sker genom någon typ av förhandling och att parterna då kan ha olika, motstridiga intressen. Parten med den lägsta inkomsten är sannolikt beroende av sin partner för att kunna upprätthålla sin nuvarande ekonomiska och materiella standard. Det är också troligt att den ekonomiskt svagare parten skulle få det svårast ekonomiskt om förhållandet skulle upphöra. Den ekonomiskt starkare parten antas därmed ha en starkare förhandlingsposition i paret. Den jämnare fördelningen av hushållsarbetet i par där kvinnan är relativt stark ekonomiskt kan alltså bero på att hon har haft större möjlighet än andra kvinnor att förhandla ner sin del av hushållsarbetet. I linje med detta visar svensk forskning att kvinnors andel av hushållsarbetet är mindre ju större deras relativa ekonomiska resurser är (Evertsson och Nermo 2004; Halleröd 2005). Betydelsen av relativa ekonomiska resurser är dock begränsad vilket bland annat visas av att kvinnor utför mer hushållsarbete än män även i par där kvinnan och mannen tjänar ungefär lika mycket (Evertsson och Nermo 2004). När Evertsson och Nermo (2007) följde samma par under en nioårsperiod och analyserade förändringar i deras resursfördelning visade det sig att förändringar av kvinnans ekonomiska beroende orsakade relativt små förändringar i parets hushållsarbetsfördelning.

Forskare har på senare tid föreslagit att kvinnors inkomst i absoluta termer är av större betydelse för hur mycket hushållsarbete de utför än deras relativa ekonomiska resurser (Gupta 2006; 2007). Gupta menar att kvinnor har lättare att använda sina ekonomiska resurser för att köpa hushållstjänster än för att påverka fördelningen av hushållsarbete inom familjen. Teorin har fått stöd i amerikanska studier (Gupta 2006; 2007) medan resultaten från svenska studier är mer osäkra. Tvärsnittsanalyser, dvs. analyser som studerar inkomst och hushållsarbete vid samma tidpunkt, har

funnit ett sådant samband bland kvinnor (Gupta et al. 2010; Hörnqvist 1997). Boye och Evertsson (2014) fann däremot inget samband mellan förändring i kvinnors – eller mäns – inkomst och förändring i deras hushållsarbetstid när hänsyn togs till övriga faktorer som skulle kunna ligga bakom ett sådant samband, så som personliga egenskaper som påverkar både inkomst och hushållsarbetstid. Det är därför möjligt att ett eventuellt samband mellan inkomst och hushållsarbetstid inte är kausalt, dvs. att inkomsten inte orsakar hushållsarbetstiden.

4.3.4 Social klass och utbildning – delvis en fråga om attityder

Sannolikheten att par delar lika på hushållsarbetet är som högst i par där kvinnan eller båda har en högre tjänstemannaposition. I alla par, oavsett klassposition, är det dock vanligast att kvinnan utför mer hushållsarbete än mannen (Ahrne och Roman 1997; Evertsson och Nermo 2007, se också Halleröd 2005). Att kvinnor och män med högre klasspositioner fördelar hushållsarbetet mer lika har sannolikt att göra med att de samtidigt tenderar att ha relativt hög utbildning. Sambandet mellan hushållsarbetsfördelning och utbildning speglar i stort sett sambandet med social klass. Högutbildade män utför fler timmar hushållsarbete och en större andel av hushållsarbetet än män med lägre utbildning gör (Bernhardt, Noack och Lyngstad 2008; Evertsson och Nermo 2007; Hörnqvist 1997). Relativ utbildning verkar också ha betydelse då mäns andel är större om kvinnan har en högre utbildning än mannen, jämfört med par där hon har en lägre utbildning än honom (Bernhardt, Noack och Lyngstad 2008; Evertsson och Nermo 2007). En trolig förklaring till sambanden mellan utbildning och hushållsarbete är att människor med högre utbildning tenderar att ha mer jämställda attityder än andra (t.ex. Knudsen och Wærness 2001). Det kan också hända att de har större möjligheter att leva jämställt. De kan till exempel ha ekonomiska resurser som gör det möjligt att minska den totala hushållsarbetstiden i hemmet. Det är också möjligt att kvinnor och män i par där båda har högre utbildning har mer likartade förutsättningar att utföra hushållsarbete, till exempel mer likartade yrkesarbetsförhållanden och mindre skillnader i yrkesarbetstid.

4.4 Fördelningen av olika hushållssysslor år 2010

Kunskapsöversikten ovan visar att hushållsarbetet och dess fördelning hänger samman med en rad faktorer. Den visar också att det har gjorts mycket få studier av enskilda hushållssysslor, speciellt studier av tidsåtgången för sysslorna. Här redovisas därför analyser av hur mycket tid kvinnor och män ägnade åt ett antal specifika hushållssysslor år 2010 och hur par fördelade sysslorna mellan sig. Två typer av analyser genomförs. För det första redovisas deskriptiva analyser av hur mycket tid kvinnor och män i olika grupper av befolkningen ägnar åt olika hushållssysslor och hur sysslorna fördelas i par som tillhör dessa grupper. Det är dessa analyser som ligger till grund för de figurer som redovisas. Analyserna baseras på Levnadsnivåundersökningen 2010 (LNU 2010) som är en riksrepresentativ intervjuundersökning där 5344 personer deltog. Fyra typer av hushållssysslor analyseras: 1) matlagning, matinköp och disk, 2) tvätt, strykning och annan klädvård, 3) städning samt 4) underhåll och reparationer av hushållets bostad, fordon och annan egendom. Avgränsningen till dessa sysslor beror på vad som finns tillgängligt i LNU.3

För det andra beskrivs resultaten av multivariata regressionsanalyser av kvinnors och mäns hushållsarbetstid som tar hänsyn till flera olika faktorer som har funnits relevanta i tidigare studier. De faktorer, eller variabler, som ingår i analysen är utbildningsår, årsinkomst, yrkesarbetstid, boende i lägenhet eller villa/radhus samt hushållssammansättning i form av sammanboende, yngsta barnets ålder och antal barn. En beskrivning av variablerna finns i Appendix. Genom konstanthållningen av dessa faktorer ges en större förståelse för vilka samband som är av betydelse och vilka som snarare, eller delvis, är skensamband.4Dessa analyser baseras på panelen i LNU 2000 och LNU 2010, dvs. respondenter som deltagit i undersökningen båda dessa år (799 kvinnor och 938 män). Den regressionsmetod som används är fixed effects-analys (FE).5Samma personer följs under perioden 2000–2010 och förändringar i

3 Statistiska Centralbyråns Tidsanvändningsundersökning inkluderar även andra sysslor. Den är dock inte lämplig att använda här eftersom den inte innehåller information om partnerns hushållsarbetstid för samboende/gifta respondenter. LNU innehåller en skattning av partnerns hushållsarbetstid i och med att respondenten anger hur mycket tid som ägnas i hushållet totalt åt de olika sysslorna. Här antas partnern utföra den del av hushållets totala hushållsarbetstid som respondenten inte utför. 4 Med skensamband menas ett samband som egentligen orsakas av någonting annat. Variabel A orsakar alltså inte variabel B utan det är variabel C som orsakar båda A och B. 5 För en utförligare beskrivning av en liknande FE-analys, se Evertsson och Boye (2014).

hushållsarbete och de studerade faktorerna analyseras. Metoden har den fördelen att den inte bara kontrollerar för de olika faktorerna som mäts i undersökningen (dvs. som inkluderas som variabler i analysen) utan den tar också på statistisk väg hänsyn till icke mätbara individuella egenskaper som är konstanta över tid, dvs. egenskaper som potentiellt kan vara den egentliga orsaken bakom de samband som studeras, men som det inte frågas om i undersökningen.6 För att kunna se om dessa egenskaper har betydelse så jämförs denna analys med resultatet av en vanlig regressionsanalys (OLS) baserad på samma data och med samma variabler. En nackdel med metoden är att resultaten bara baseras på individer för vilka de studerade faktorerna har förändrats mellan mätpunkterna. En ytterligare nackdel är att urvalen av kvinnor och män blir ganska små eftersom bara individer som finns med i materialet både 2000 och 2010 kan analyseras. Tabellerna som följande beskrivningar baseras på finns i Appendix, Tabell 4.1 för kvinnor och Tabell 4.2 för män.

4.4.1 Kvinnors och mäns genomsnittliga hushållsarbetstid

Figur 4.1 nedan visar hur mycket tid kvinnor och män i genomsnitt ägnar åt olika sysslor. Det är tydligt att kvinnors totala hushållsarbetstid är längre än mäns, dvs. summan av de fyra sysslorna. Genomsnittet för kvinnor är 14,5 timmar i veckan och för män 11 timmar i veckan, och skillnaden är statistiskt säkerställd. Könsskillnaderna i de enskilda sysslorna är också statistiskt säkerställda och visar att kvinnor ägnar mer tid åt det rutinartade hushållsarbetet, dvs. maten, tvätten och städningen, medan män ägnar mer tid åt underhåll och reparationer. De sysslor som tar mest tid i anspråk för både kvinnor och män är de som har med maten att göra, dvs. matlagning, disk och matinköp. För kvinnor tar underhåll och reparationer minst tid medan det för män istället är tvätten som tar minst tid.

6 Formulerat på ett annat sätt kontrollerar analysen för individspecifik, konstant heterogenitet.

Figur 4.1 Kvinnors och mäns genomsnittliga hushållsarbetstid uppdelad på specifika sysslor a

a Figuren gäller alla kvinnor och män oavsett ålder, sysselsättning osv.

För att studera hur kvinnor och män fördelar sysslorna mellan sig behöver man studera par, och inte som ovan enskilda kvinnor och män. Figur 4.2 visar kvinnans andel av den totala tidsåtgången för de olika sysslorna i sammanboende pars hushåll. Det blir här tydligt att underhålls- och reparationsarbetet är den enskilda syssla som är mest ojämnt fördelad. Män utför hela 83 procent av detta arbete. Det arbete som är näst mest ojämnt fördelat är tvätten och här är det kvinnorna som utför det mesta, 77 procent. Kvinnor utför, som väntat, också mer av de övriga sysslorna. Sammantaget innebär fördelningen av de olika sysslorna att kvinnor i genomsnitt står för 60 procent av den tid som ägnas totalt åt hushållsarbete. När underhållsarbetet på detta sätt räknas in i totaltiden så framstår hushållsarbetsfördelningen som mer jämn än om bara de rutinartade sysslorna räknas – om endast de senare inkluderas blir kvinnans andel 66 procent (visas inte i figuren).

Figur 4.2 Kvinnors andel av den tid som sammanboende par totalt ägnar åt olika hushålssysslor

4.4.2 Hushållssammansättning

Hushållssammansättningen är, som framkommit ovan, en av de viktigaste faktorerna bakom kvinnors och mäns hushållsarbetstid. I Figur 4.3 jämförs fem olika grupper utifrån hushållssammansättning och ålder. Åldersindelningen görs för att skilja på två grupper utan barn, nämligen den grupp där många sannolikt har haft barn i hushållet tidigare, och den grupp där sannolikt inte så många har haft det. Åldersgränsen dras vid 40 års ålder. Ensamstående med barn utesluts vilket beror på att speciellt männen i denna grupp är väldigt få.

Figur 4.3 Hushållsarbete bland kvinnor och män i olika hushåll a

a Hushåll utan barn uppdelade i yngre, dvs. under 40 år, och äldre, dvs. minst en partner är 40 år eller äldre.

Det är uppenbart att en könsskillnad i total hushållsarbetstid bara finns bland föräldrar och äldre, varav de senare sannolikt i många fall har utflyttade barn. Det ser till och med ut som om yngre, ensamstående män utför mer hushållsarbete än kvinnor men den här skillnaden är inte statistiskt säkerställd. Den största könsskillnaden i total hushållsarbetstid finns bland dem med barn i hushållet och bland äldre sammanboende utan barn i hushållet.

Bland kvinnor är det yngre sammanboende utan barn i hushållet som har den kortaste totaltiden medan mödrar (med barn i hushållet) har den längsta. Bakom mödrars höga totaltid ligger skillnader i alla tre rutinartade sysslor – de tvättar och städar mer än alla andra kvinnor och de lagar mer mat än yngre kvinnor utan barn. När det gäller underhållsarbetet finns bara en skillnad bland kvinnor, nämligen att yngre ensamstående utan barn gör mindre av detta arbete än andra kvinnor. Män har kortast totaltid när de inte har barn i hushållet, och längst när de är minst 40 år gamla och bor själva. Här är det alltså inte, som bland kvinnorna, föräldrarna som lägger mest tid på hushållsarbete. Fäder har dock längre totaltid än yngre män utan barn vilket framförallt verkar bero på att de ägnar mer tid åt matlagning, städning och underhållsarbete. Däremot tvättar de ganska lite, vilket de har gemensamt med andra sammanboende män.

Regressionsanalysen, som tar hänsyn till en rad faktorer och analyserar förändringar som sker för samma individer, bekräftar bilden som ges av Figur 4.3 (Appendix, Tabell 4.1 för kvinnor och 4.2 för män). Bland kvinnor sker i stort sett inga förändringar i hushållsarbetstid när ensamstående flyttar ihop med en partner (av motsatt kön), eller när ett samboförhållande avslutas. Både kvinnor och män som flyttar ihop med en partner ökar dock tiden för underhållsarbete, men män minskar samtidigt tiden de ägnar åt tvätten. Totaltiden förblir i stort sett oförändrad för både kvinnor och män när de blir sambor men mäns hushållsarbete blir mer traditionellt i bemärkelsen att de förändrar fördelningen av tiden på olika sysslor från rutinartat hushållsarbete till underhållsarbete. Män som lämnar ett samboförhållande ökar däremot tiden som de ägnar åt tvätt och matlagning och deras totaltid ökar.

När kvinnor blir föräldrar ökar deras totala hushållsarbetstid med nästan sju timmar i veckan, vilket drivs av en ökning av samtliga rutinartade sysslor (Appendix, Tabell 4.1). Detta gäller så länge barnet är under två år gammalt, då många kvinnor sannolikt är föräldralediga under en stor del av tiden. När barnet passerat tvåårsstrecket sjunker den totala tiden till en nivå som ligger cirka tre timmar över den tid kvinnor ägnade åt hushållsarbete när de var sammanboende utan barn. Fortfarande ligger nivån för alla rutinartade sysslor över nivån före första barnets födelse (utom möjligen städningen för mödrar till barn i skolåldern). Om de får fler barn ökar totaltiden igen, vilket drivs av en ökning av tiden för tvätt och städning. När kvinnor blir föräldrar anpassar de alltså sin hushållsarbetstid till de nya förhållandena. Eftersom barn inverkar framförallt på behovet av rutinartat hushållsarbete så betyder det samtidigt att fördelningen av kvinnors tid på olika sysslor blir mer traditionell.

Tidigare studier har visat att män som får sitt första barn ökar den tid de ägnar åt rutinartat hushållsarbete, om än inte så mycket som kvinnor. Hushållsarbetstiden ligger sedan kvar på ungefär samma nivå när det första barnet blir äldre och om de får fler barn (t.ex. Boye och Evertsson 2014; Evertsson och Nermo 2007). Analysen av enskilda sysslor nyanserar den här bilden (Appendix, Tabell 4.2). När män får sitt första barn, och barnet är yngre än två år, ökar framförallt den tid de ägnar åt städning. Samtidigt finns en icke statistiskt säkerställd tendens till minskning av tiden för underhållsarbete. Eftersom underhållsarbetet inkluderas i totaltiden så syns därmed ingen ökning i de nyblivna fädernas totala

hushållsarbetstid. När barnet blir äldre syns en ökning av matrelaterade sysslor och städning, jämfört med tiden som männen ägnade åt detta när de var sammanboende utan barn, och är barnet i skolåldern finns också en statistiskt säkerställd minskning i tiden för underhållsarbete. Inte heller fäder till barn på två år eller äldre har ökat sin totala hushållsarbetstid när underhållsarbete räknas in. När fäder får ytterligare barn tenderar de att öka sin tid för städning, men inte tillräckligt för att det ska resultera i en statistiskt säkerställd ökning av totaltiden.

Sammantaget tyder analysen av betydelsen av hushållssammansättning för mäns hushållsarbete på att de tenderar att omfördela sin hushållsarbetstid när förutsättningarna förändras, snarare än att förändra själva tidsåtgången. När de flyttar ihop med en partner blir fördelningen av tiden mellan olika sysslor mer traditionell, medan föräldraskapet innebär att fördelningen av hushållsarbetstiden på olika sysslor blir mindre traditionell igen.

4.4.3 Yrkesarbetstid

I Figur 4.4 visas den genomsnittliga tiden som hel- respektive deltidsarbetande kvinnor och män ägnar åt olika hushållssysslor.7Mäns hushållsarbetstid varierar väldigt lite med deras yrkesarbetstid och ingen skillnad mellan hel- och deltidsaretande män i Figur 4.4 är statistiskt säkerställd. Regressionsanalysen ger dock en lite annan bild (Appendix, Tabell 4.2). När hänsyn tas till en rad andra faktorer som hänger samman med både hushållsarbetstid och yrkesarbetstid så visar det sig att män ägnar mindre tid åt matlagningen ju längre deras yrkesarbestid är, vilket betyder att deras totala hushållsarbetstid minskar. Resultaten tyder på att olika, motsatta tendenser verkar samtidigt bland männen. Längre yrkesarbetstid hänger å ena sidan samman med kortare hushållsarbetstid, men det hänger å andra sidan även samman med stabila egenskaper som inte mäts direkt i analysen men som bidrar till att öka hushållsarbetstiden. Detta verkar vara en anledning till att Figur 4.4 inte visar några nämnvärda skillnader mellan män med olika lång arbetstid.

7 Som deltidsarbetande räknas alla som har en arbetstid på högst 35 timmar i veckan. Den arbetstid som analyseras är ordinarie veckoarbetstid, dvs. den tid som personen normalt sett ska arbeta. Endast de som har ett arbete inkluderas.

Figur 4.4 Hushållsarbetstid bland kvinnor och män som arbetar del- eller heltid a

a Som deltid räknas en arbetstid på högst 35 timmar/vecka.

Figur 4.4 visar vidare att kvinnor som arbetar heltid har en kortare total hushållsarbetstid än de som arbetar deltid vilket framförallt beror på att de lägger mindre tid på maten och städningen. Det här bekräftas av regressionsanalysen, där sambandet med matlagningen är speciellt framträdande (Appendix, Tabell 4.1). Maten är antagligen en syssla som det är relativt lätt att köpa sig fri ifrån och heltidsarbetande har antagligen större ekonomiska möjligheter än de som arbetar deltid att köpa halv- och helfabrikat, få matkassen hemlevererad och liknande tidsbesparande åtgärder. Eller så är de kanske mer villiga än andra att lägga sina pengar på detta.

Det är också möjligt att heltidsarbetande i större utsträckning än andra köper städhjälp. Den stora majoriteten av köpta hushållstjänster gäller just städning (se kapitel 6 i denna volym). En ytterligare analys, som inte visas här, har genomförts av de som anger att de regelbundet köper hushållsnära tjänster, men resultaten ska tolkas med stor försiktighet eftersom den baseras på mycket få personer.8Kvinnor som regelbundet köper hushållstjänster ägnar mindre tid åt städning och tvätt än andra kvinnor. Skillnaden mellan deras totala hushållsarbetstid och andra kvinnors totaltid är

8 Dels genomfördes en deskriptiv analys, dels en OLS-regression, med data från 2010 (tidigare LNU-omgångar innehåller inte information om köp av hushållsnära tjänster för hela urvalet). Totalt angav 154 personer (3,6 procent) att de köper hushållstjänster regelbundet, varav 81 män (3,8 procent) och 73 kvinnor (3,5 procent).

dock bara på gränsen till statistiskt säkerställd (signifikant på 10 procents signifikansnivå). I sammanboende par är fördelningen av städningen mer jämn bland dem som köper hushållsnära tjänster än bland andra, men det beror inte på de köpta tjänsterna utan på andra (i analysen inkluderade) egenskaper som de som köper tjänster tenderar att ha i högre utsträckning än andra. Fördelningen av den totala hushållsarbetstiden är identisk i de båda grupperna av par. Det är dock möjligt att fördelningen hade varit mer ojämn i paren som köper hushållstjänster regelbundet om de inte gjort detta köp. Dessa resultat ska som sagt tolkas med försiktighet på grund av det lilla urvalet och det är också viktigt att komma ihåg att sambanden som visas i denna tvärsnittsanalys inte behöver vara kausala. De kan vara orsakade av helt andra skillnader mellan de som köper och de som inte köper hushållsnära tjänster än de som inkluderas i analysen.

Inom grupperna hel- respektive deltidsarbetande finns relativt stora könsskillnader i hushållsarbete som alla är statistiskt säkerställda (Figur 4.4). Deltidsarbetande kvinnor utför mer av de rutinartade sysslorna och mindre av underhållsarbetet, och har en längre total hushållsarbetstid, än deltidsarbetande män. Det samma gäller för gruppen heltidsarbetande. Man skulle kunna förvänta sig att könsskillnaderna delvis förklarades av att deltidsarbetande kvinnor har kortare yrkesarbetstid än deltidsarbetande män, men så är inte fallet. Det finns ingen könsskillnad i arbetstid bland de deltidsarbetande. Bland de heltidsarbetande tenderar männen att ha en något längre arbetstid än kvinnorna – den genomsnittliga skillnaden är knappt en halvtimme – men vid kontroll för könsskillnaden i arbetstid kvarstår nästan hela könsskillnaden i total hushållsarbetstid (regressionsanalys som inte visas här).

En central fråga när det gäller fördelningen av hushållsarbetet är om denna fördelning är anpassad till fördelningen av yrkesarbetet i par. Ett sätt att motivera att kvinnor utför mer hushållsarbete än män är att den totala tid som går åt till hushållsarbete och yrkesarbete blir densamma. Summerar man hushållsarbetet och yrkesarbetet brukar det också bli slående lika för kvinnor och män, när alla inkluderas oavsett yrkesarbetstid, familjeförhållanden osv. (t.ex. Boye 2010; SCB 2012). Men hur ser hushållsarbetsfördelningen ut i par där båda arbetar heltid? Av Figur 4.5 framgår

kvinnans andel av olika hushållssysslor dels i dessa par, dels i par där kvinnan, mannen eller båda arbetar deltid.9

Figur 4.5 Kvinnors andel av hushållsarbetstiden i par med olika lång yrkesarbetstid. Par där både kvinnan och mannen yrkesarbetar a

a Som deltid räknas en arbetstid på högst 35 timmar/vecka.

Kvinnor står för mer än 50 procent av totaltiden för hushållsarbete i alla par utom där endast mannen arbetar deltid (i dessa par är kvinnans andel inte signifikant skild från 50 procent). Jämfört med män i par där båda arbetar heltid så utför de deltidsarbetande männen, med en heltidsarbetande partner, mer av allt rutinartat hushållsarbete men skillnaden är statistiskt säkerställd endast för städningen. Det finns också en tendens till att dessa deltidsarbetande män utför en större andel av underhållsarbetet, även om skillnaden mot heltidsparen bara är på gränsen till statistiskt säkerställd (signifikant på 10 procents signifikansnivå). Kvinnans andel av den totala hushållsarbetstiden är som störst i par där kvinnan arbetar deltid och mannen heltid, 62 procent. I par där båda arbetar heltid utför kvinnan 58 procent av hushållsarbetet. När underhållsarbetet

9 Observera att endast 54 par tillhör gruppen där båda arbetar deltid och att resultaten för dessa därför ska tolkas med stor försiktighet. Antalet par där endast mannen arbetar deltid är också litet, 74 stycken. Notera att de deltidsarbetande männen sannolikt arbetar deltid av delvis andra anledningar än de deltidsarbetande kvinnorna, t.ex. mer sällan av familjeskäl och oftare av hälsoskäl (Lanninger och Sundström 2013).

räknas in i den totala tiden för hushållsarbetet så blir fördelningen mellan heltidsarbetande kvinnor och män alltså relativt jämn. Om underhåll inte räknas in blir kvinnans andel i heltidsarbetande par istället 63 procent (visas inte i figuren). Figur 4.5 visar alltså, å ena sidan, att hushållsarbetets fördelning varierar på ett logiskt vis med kvinnans och mannens yrkesarbetstid och så att säga kompenserar för denna, men å andra sidan att mannens andel bara når upp till 50 procent om han har mer tid över efter yrkesarbetet än kvinnan. Variationen drivs inte av någon speciell syssla utan beror på skillnader mellan grupperna i fördelningen av alla sysslor, men speciellt de rutinartade.

4.4.4 Utbildning och ekonomi

Tidigare studier har visat att män med högre utbildning ägnar mer tid åt hushållsarbete än män med lägre utbildning (Bernhardt, Noack och Lyngstad 2008; Hörnqvist 1997). Figur 4.6 visar om detta gäller också när olika typer av hushållsarbete studeras.

Figur 4.6 Mäns hushållsarbetstid och utbildningslängd (år inklusive grundskola)

Resultatet blir inte riktigt det förväntade då mäns totala hushållsarbetstid inte varierar på något systematiskt vis med utbildningslängd. Sambanden med enskilda sysslor visar dock en lite annan

bild. Män ägnar sig nämligen mer åt matlagning och tvätt ju längre utbildning de har, men mindre åt underhåll. I regressionsanalysen försvinner dock även dessa samband (Appendix, Tabell 4.2). Män med högre utbildning verkar alltså inte utföra mer rutinartat hushållsarbete och mindre underhållsarbete på grund av sin utbildning utan av andra orsaker. Som tidigare nämndes tenderar högre utbildning att hänga samman med mer jämställda attityder, och regressionsanalysen visar att män med en positiv inställning till jämställdhet i hemmet ägnar mer tid åt matlagning och tvätt än andra män. Ytterligare analyser, som inte visas här, visar dock att detta bara förklarar en liten del av sambandet mellan utbildning och hushållsarbetstid. Det är framförallt andra, stabila egenskaper, som inte mäts direkt i analysen, som ligger bakom sambandet (se skillnaden mellan FE och OLS i Appendix, Tabell 4.2).

Figur 4.7 visar att kvinnors totala hushållsarbetstid varierar tydligt med utbildningslängd och att alla tre rutinartade sysslor sjunker med ökande utbildning. Liksom var fallet för män visar regressionsanalysen att sambanden försvinner när hänsyn tas till andra faktorer som sammanhänger med utbildning, vilka alltså sannolikt är de egentliga orsakerna till att kvinnor gör mindre hushållsarbete ju längre deras utbildning är. En delförklaring är att kvinnor med positiv inställning till jämställdhet i hemmet ägnar mindre tid åt de rutinartade sysslorna, framförallt matlagningen, men som för män har även omätta, stabila egenskaper betydelse (se FE-modellerna i Appendix, Tabell 4.1).

Figur 4.7 Kvinnors hushållsarbetstid och utbildningslängd (år inklusive grundskola)

Tidigare nämndes att en högre inkomst kan användas för att köpa sig fri från hushållsarbete. Det finns dock inget samband mellan mäns årsinkomst och den tid de ägnar åt olika hushållssysslor (ej redovisad deskriptiv analys samt Appendix, Tabell 4.2). Sammanboende mäns inkomst visar inte heller något samband med fördelningen av hushållsarbetet (denna analys visas inte). Återigen är sambanden tydligare för kvinnor, vars resultat redovisas i Figur 4.8. Figuren gäller endast för dem som har en inkomst från yrkesarbete och inkomsten redovisas i percentiler.

Figur 4.8 Kvinnors hushållsarbetstid och sammanboende kvinnors andel av hushållsarbetet i förhållande till kvinnors årsinkomst. Endast yrkesarbetande. Årsinkomst anges i könsspecifika percentiler. a

a Kategorier avgränsade av 10:e (36,08), 20:e (90,12) osv. upp till 90:e (403,1) percentilen.

Den tid kvinnor ägnar åt maten och städningen, och därmed den totala hushållsarbetstiden, minskar signifikant med ökande inkomst. Även kvinnors andel av hushållsarbetet i sammanboende par minskar med ökande inkomst. Kvinnor med relativt låg inkomst gör dock mindre hushållsarbete än andra (denna grupp inkluderar sannolikt t.ex. unga, studenter och deltidssjukskrivna). Det tydliga negativa samband mellan inkomst och hushållsarbetstid som syns för alla utom de med de lägsta inkomsterna försvinner när hänsyn tas till andra faktorer i regressionsanalysen, framförallt omätta, stabila egenskaper (se FE-modellerna i Appendix, Tabell 4.1).

Sammantaget visar alltså resultaten att kvinnors och mäns hushållsarbete varierar med deras utbildningslängd och inkomst, men att denna variation sannolikt inte beror på utbildningen eller inkomsten i sig utan på andra faktorer.

4.4.5 Boende

Ett större boende kräver mer tid för framförallt städning och i villa och radhus tillkommer ofta utomhusarbete. Dessutom är de boendes ansvar för underhåll och reparationer ofta större i villa/radhus än i lägenheter, som oftare är hyresrätter. Betydelsen av boendet för hushållsarbetstiden har dock studerats ganska lite (se dock Boye och Evertsson 2014; Hörnqvist 1997). I Figur 4.9 undersöks därför om det finns skillnader i hushållsarbetstid mellan de som bor i villa eller radhus och de som bor i lägenhet.

Figur 4.9 Hushållsarbetstid bland män och kvinnor i olika boende

Det är tydligt att såväl män som kvinnor i villa/radhus gör mer hushållsarbete än andra, men skillnaden är speciellt stor för kvinnor. Fördelningen av kvinnors respektive mäns tid på enskilda sysslor är också mer traditionell bland de som bor i villa/radhus. Dessa män lägger mer tid på underhåll och reparationer och mindre tid på maten och tvätten än män i lägenhet gör, men de städar lika mycket som dem i lägenhet. Kvinnor i villa/radhus gör däremot mer av alla sysslor än kvinnor i lägenhet.

Regressionsanalysen ger några förklaringar till den stora skillnaden mellan kvinnor i lägenhet och villa/radhus (Appendix, Tabell 4.1). En anledning är att de i villa/radhus oftare har barn. Betydelsen av barn är speciellt tydlig när det gäller matrelaterade sysslor. Stabila egenskaper, som inte mäts direkt, tycks också ligga bakom

sambandet – när hänsyn tas till dessa finns inte längre någon skillnad mellan kvinnor i olika boenden vad gäller rutinartade sysslor (se FE-modellerna i Appendix, Tabell 4.1). Skillnaden i underhållsarbete kvarstår dock, men den är så liten (30 minuter/vecka) att den inte nämnvärt påverkar den totala hushållsarbetstiden. För män visar regressionsanalysen ungefär samma sak som Figur 4.10 (Appendix, Tabell 4.2). Män som flyttar till villa/radhus verkar göra en omfördelning av sin hushållsarbetstid så att den blir mer traditionell: Mer av tiden ägnas åt den mest manligt könsmärkta hushållssysslan – underhållsarbetet – och mindre av tiden ägnas åt den syssla som är mest kvinnligt könsmärkt – tvätten (jfr. Tai och Treas 2013).

4.4.6 Förändring mellan 2000 och 2010

Förutom sambanden mellan enskilda faktorer och kvinnors och mäns hushållsarbetstid som redovisats ovan så visar regressionsanalyserna också förändringar mellan år 2000 och 2010 i den genomsnittliga tid som kvinnor och män ägnar åt hushållssysslorna, givet förändringar i dessa faktorer (se resultaten för variabeln År 2010 i Appendix, Tabell 4.1 för kvinnor och Tabell 4.2 för män). Kvinnors hushållsarbetstid har minskat med drygt en timme över tioårsperioden 2000–2010. Minskningen drivs av en nedgång i tiden som kvinnor ägnar åt tvätt, städning och underhållsarbete. Däremot har tiden för matrelaterade sysslor varit oförändrad. Ingenting har skett med mäns totala hushållsarbetstid under samma period men de har ökat tiden för matrelaterade sysslor och minskat tiden för underhållsarbete. Mäns hushållsarbete har alltså blivit något mindre traditionellt när det gäller vilka sysslor de ägnar sin hushållsarbetstid åt.

4.5 Diskussion

Analysen av enskilda hushållssysslor kastar nytt ljus över tidigare forskning som analyserat den totala tid som hushållsarbetet tar i anspråk för kvinnor och män. När underhålls- och reparationsarbete räknas in i den totala hushållsarbetstiden framstår fördelningen mellan kvinnor och män som mer jämn än om underhållsarbetet inte räknas in. Resultaten visar också att förändringar i för-

utsättningarna för hushållsarbetet, till exempel en flytt eller ett barns födelse, inverkar på såväl den totala hushållsarbetstiden som hur denna tid fördelas mellan olika sysslor.

Föräldraskapet framstår som avgörande för könsskillnaderna i hushållsarbete. Att kvinnors hushållsarbetstid ökar väsentligt mycket mer än mäns när de blir föräldrar har också framkommit i ett flertal tidigare svenska studier (Ahrne och Roman 1997; Boye 2008; Boye och Evertsson 2014; Evertsson och Nermo 2007; Hörnqvist 1997). Analysen av enskilda hushållssysslor som genomförs här nyanserar bilden. Tidigare studier har funnit att mäns hushållsarbetstid ökar något när de blir föräldrar. När underhållsarbetet räknas in i analysen så syns inte längre denna ökning eftersom tiden för underhållsarbete minskar i motsvarande grad. Detta resultat ger alltså vid handen att faderskap har mindre betydelse för mäns hushållsarbete än tidigare studier visat. Samtidigt blir det hushållsarbete som män utför mindre traditionellt när de blir fäder – den ökade tiden för rutinartat hushållsarbete innebär att detta arbete utgör en större andel av fäders hushållsarbetstid än av icke-fäders. Omfördelningen av mäns hushållsarbetstid tyder på att fäder ändå anpassar sitt hushållsarbete till de förändrade praktiska krav och behov som ett barn för med sig. Om detta ska bli en ihållande trend behöver fäder i framtiden sannolikt också öka den totala tid som hushållsarbetet tar i anspråk och detta kanske inte kommer att ske om de inte också börjar justera sin yrkesarbetstid. För att de ska göra detta måste sannolikt hushållsarbetets och yrkesarbetets symboliska betydelse i görandet av kön minska, men också skillnaderna i kvinnors och mäns förutsättningar på arbetsmarknaden.

Det finns situationer då kvinnor och män utför lika mycket hushållsarbete, nämligen då de (ännu) inte är föräldrar. Detta gäller bland både ensamstående och sammanboende utan barn. Ett intressant resultat är att fördelningen av tiden på olika sysslor skiljer sig åt mellan kvinnor och män i dessa grupper. Bland ensamstående ägnar kvinnor mer tid åt tvätten och män mer tid åt underhållsarbetet. När kvinnor och män flyttar ihop omfördelar män sin hushållsarbetstid så att de ägnar mindre tid åt tvätten och mer tid åt underhållsarbetet. Där analysen av totaltiden inte visar någon kvantitativ förändring visar alltså analysen av enskilda sysslor att mäns hushållsarbete kvalitativt blir mer traditionellt när de blir sambor. Någon motsvarande omfördelning sker inte för kvinnor. Även om övergången till föräldraskap alltså framstår som den

avgörande ”brytpunkten” då könsskillnaden i hushållsarbetstid uppstår så är också samboskapet förenat med en övergång mot mer traditionellt hushållsarbete.

Ett återkommande resultat i de empiriska analyserna är mäns tendens att anpassa sitt hushållsarbete till nya livssituationer genom en omfördelning av tiden mellan rutinartade sysslor och underhållsarbete. En tolkning är att underhållsarbetet är relativt lättanpassligt och att män därför kan justera ner detta när kraven från de rutinartade sysslorna blir större. Kvinnor utför så lite underhållsarbete att de inte på samma sätt kan göra sådana justeringar. De verkar snarare justera sin yrkesarbetstid när behovet av omsorgs- och hushållsarbete ökar i samband med föräldraskapet. Dessa skillnader i hur kvinnor och män anpassar sin tidsanvändning till förändringar i livssituationen får flera konsekvenser. Som nämndes ovan innebär omfördelningen av mäns tid från underhållsarbete till rutinartat hushållsarbete att deras hushållsarbete kvalitativt blir mindre traditionellt. Detta är positivt för jämställdheten i familjen såväl som i samhället i övrigt bland annat eftersom det kan bidra till att rutinartat hushållsarbete blir mindre kvinnligt könsmärkt. Dess symboliska värde minskar vilket kan bidra till en ökad jämställdhet i fördelningen av hushållsarbete mellan kvinnor och män på längre sikt. Samtidigt är det problematiskt ur jämställdhetssynpunkt om endast kvinnors totala hushållsarbetstid idag påverkas av föräldraskapet. Detta är ett problem bland annat eftersom det innebär att arbetsbelastningen riskerar att bli hög för många mödrar. Studier har visat att en hög arbetsbelastning från hushållsarbete och yrkesarbete hänger samman med lågt psykiskt välbefinnande (Boye 2010; Harryson 2013). Kvinnors större ansvar för hem och barn bidrar sannolikt också till hög sjukfrånvaro bland mödrar, speciellt flerbarnsmödrar som förvärvsarbetar i samma utsträckning som sin partner (Angelov m.fl. 2011; Försäkringskassan 2013). När kvinnor, för att undvika detta, justerar ner sin arbetstid eller på annat sätt anpassar yrkesarbetet till familjen får det konsekvenser för deras ekonomiska situation under tiden i arbetslivet (t.ex. Boye, Halldén och Magnusson 2014; Magnusson 2010; Lanninger och Sundström 2013, se också kapitel 8 i denna volym) och också i viss mån under tiden som pensionär (t.ex. Lanninger och Sundström 2013). Fördelningen av ansvaret i hemmet mellan kvinnor och män, och framförallt mellan mödrar och fäder, är därmed en av de centrala frågorna när det gäller jämställdheten i familjen och i arbetslivet.

Referenser

Ahrne, G. och C. Roman (1997). Hemmet, barnen och makten,

SOU 1997:139. Alsarve, J. och K. Boye (2011). ’Man vill ha det lite jämställt sådär’.

Planer för föräldraledighet och arbetsdelning bland blivande föräldrar. Sociologins skriftserie: Work in progress nr. 14, Örebro

universitet. Angelov, N., P. Johansson, E. Lindahl och E-A. Lindström (2011).

Kvinnors och mäns sjukfrånvaro, IFAU Rapport 2011:2.

Baxter, J., B. Hewitt och M. Haynes (2008). ”Life course tran-

sitions and housework: Marriage, parenthood, and time on housework”, Journal of Marriage and Family, 70: 259–272. Becker G. S. (1981). A Treatise on the Family. Cambridge: Harvard

University Press. Becker G. S. (1985). ”Human Capital, Effort, and the Sexual

Division of Labor”, Journal of Labor Economics, 3: 33–58. Bernhardt, Eva, T. Noack och T.H. Lyngstad (2008). ”Shared

Housework in Norway and Sweden: Advancing the Gender Revolution”, Journal of European Social Policy, 18: 275–88. Bittman, M., P. England, L. Sayer, N. Folbre och G. Matheson

(2003). “When Does Gender Trump Money? Bargaining and Time in Household Work”, American Journal of Sociology, 109: 186–214. Blood R.O. och D.M. Wolfe (1960). Husbands and Wives, Glencoe

IL: Free Press. Bonke, J. (2005). “Paid work and unpaid work: Diary information

versus questionnaire information”, Social Indicators Research, 70: 349–368. Boye, K. (2008). ”How children impact on parents’ division of

labour: A longitudinal study of changes in housework following the birth of a child” i Boye, K. Happy hour? Studies on well-

being and time spent on paid and unpaid work, Institutet för

social forsknings avhandlingsserie nr. 74. Boye, K. (2010). “Time spent working. Paid work, housework and

the gender difference in psychological distress”, European Soci-

eties, 12: 419–442.

Boye, K. och M. Evertsson (2014). ”Vem gör vad när? Kvinnors

och mäns tid i betalt och obetalt arbete” i Evertsson, M. och C.

Magnusson (red.) Ojämlikhetens dimensioner. Uppväxtvillkor,

arbete och hälsa i Sverige, Stockholm: Liber.

Boye, K., K. Halldén och C. Magnusson (2014). ”Könslönegapets

utveckling: Betydelsen av yrkets kvalifikationsnivå och familjeansvar” i Evertsson, M. och C. Magnusson (red.) Ojämlikhetens

dimensioner. Uppväxtvillkor, arbete och hälsa i Sverige, Stockholm:

Liber. Bryan, M. L. och A. Sevilla-Sanz (2011). “Does Housework Lower

Wages and Why? Evidence for Britain”, Oxford Economic

Papers, 63: 187–2010.

Dribe, M. och M. Stanfors (2009). “Does Parenthood Strengthen a

Traditional Household Division of Labor? Evidence from Sweden”, Journal of Marriage and Family, 71: 33–45. Evertsson, M. och K. Boye (2013). ”Jämställdhet i hemmet – så

fördelar unga vuxna hushålls- och omsorgsarbetet”, Fokus 13.

Unga och jämställdhet. Ungdomsstyrelsens skrifter 2013:4.

Evertsson, M. och M. Nermo (2004). “Dependence within Families

and the Division of Labour: Comparing Sweden and the United States”, Journal of Marriage and Family, 66: 1272–1286. Evertsson, M. och M. Nermo. (2007). ”Changing Resources and

the Division of Housework: A Longitudinal Study of Swedish Couples.” European Sociological Review, 23: 455–70. Fenstermaker Berk, S. (1985). The Gender Factory. The Apportion-

ment of Work in American Households, New York: Plenum

Press. Flood, R. (2003). Disruptive (M)Others: Lesbian Parenting in

Sweden and Ireland, the London School of Economics and

Political Science (LSE). Försäkringskassan (2013). Kvinnors sjukfrånvaro. Redovisning av

regeringsuppdrag 2013. Grunow, D., F. Schulz och H-P. Blossfeld (2012). “What Deter-

mines Change in the Division of Housework over the Course of the Marriage?”, International Sociology, 27: 289–307. Gupta, S. (1999). “The Effects of Transitions in Marital Status on

Men’s Performance of Housework”, Journal of Marriage and

Family, 61: 700–711.

Gupta, S. (2006). “Her Money, Her Time: Women’s Earnings and

Their Housework Hours”, Social Science Research, 35: 975–99.

Gupta, S.(2007). “Autonomy, dependence, or display? The rela-

tionship between married women’s earnings and housework”,

Journal of Marriage and the Family, 69: 399–417.

Gupta, S., M. Evertsson, D, Grunow, M. Nermo och L.C. Sayer

(2010). ”Economic Inequality and Housework” i Treas, J. och S. Drobnič (red.) Dividing the Domestic. Men, Women and House-

hold Work in Cross-National Perspective, Stanford: Stanford

University Press. Halleröd, B. (2005). “Sharing of Housework and Money Among

Swedish Couples: Do They Behave Rationally?”, European Soci-

ological Review, 21: 273–288.

Harryson, L. (2013). ’An equal share, that’s my medicine’. Work,

gender relations and mental illness in a Swedish context, Umeå

universitet, Institutionen för folkhälsa och klinisk medicin och Genusforskarskolan, Umeå Centrum för Genusstudier. Hersch, J. och L.S. Stratton (1997). “Housework, Fixed Effects,

and Wages of Married Workers“, Journal of Human Resources, 32: 285–307. Hersch, J. och L. S. Stratton (2002). “Housework and Wages”,

Journal of Human Resources 37: 217–29.

Hörnqvist, M. (1997). “Familjeliv och arbetsmarknad för män och

kvinnor”, i Ahrne, G. och I. Persson (red.) Familj, makt och

jämställdhet, SOU 1997:138.

Kan, M. Y. (2008a). “Does Gender Trump Money? Housework

Hours of Husbands and Wives in Britain”, Work, Employment

och Society, 22: 45–66.

Kan, M.Y. (2008b). “Measuring housework participation: The gap

between ‘Stylised’ questionnaire estimates and diary-based estimates”, Social Indicators Research, 86: 381–400. Keith, K. och P. Malone (2005). “Housework and the wages of

young, middle-aged, and older workers”, Contemporary Econo-

mic Policy, 23: 224–241.

Kitterød, R. och T.H. Lyngstad (2005). ”Diary versus question-

naire information on time spent on housework – the case of Norway”, Electronic International Journal of Time use Research, 2: 13–32. Knudsen, K., och K. Wærness (2001). “National context, individual

characteristics and attitudes on mothers’ employment: A com-

parative analysis of Great Britain, Sweden and Norway”, Acta

Sociologica, 44: 67–79.

Kühhirt, M. (2012). ”Childbirth and the Long-Term Division of

Labour within Couples: How do Substitution, Bargaining Power and Norms affect Parents Time Allocation in West Germany?”,

European Sociological Review, 28: 565–582.

Lanninger, W.A. och M. Sundström (2013). Part-time work, gender

and economic distribution in the Nordic countries, NIKK,

Göteborgs universitet. Lundberg, S. och R.A. Pollak (1996). ”Bargaining and Distribution

in Marriage”, The Journal of Economic Perspectives, 10: 139–158. Magnusson, C. (2010). “Why is there a Gender Wage Gap Accor-

ding to Occupational Prestige? An Analysis of the Gender Wage Gap by Occupational Prestige and Family Obligations in Sweden”, Acta Sociologica, 53:99–117. Noonan, M.C. (2001). “The impact of domestic work on men’s

and women’s wages”, Journal of Marriage and the Family, 63: 1134–1145. Prop. 2006/07:94. Skattelättnader för hushållstjänster m.m. Roman, C. och H. Peterson (2011). Familjer i tiden. Förhandling,

kön och gränslöst arbete, Umeå: Boréa.

Sanchez, L. och E. Thomson (1997). “Becoming mothers and

fathers: Parenthood, gender, and the division of labor”, Gender

and Society, 11: 747–772.

SCB (2012). På tal om kvinnor och män. Lathund om jämställdhet

2012.

Ström, S. (2002). ”Unemployment and Gendered Divisions of

Domestic Labor”, Acta Sociologica, 45: 90–106. Tai, T. och J. Treas (2013). “Housework Task Hierarchies in 32

Countries“, European Sociological Review, 29: 780–791. Thomas, J. E. och I. Hildingsson (2009). “Who’s Bathing the

Baby? The Division of Domestic Labour in Sweden”, Journal of

Family Studies, 15: 139–152.

Tijdens, K.G. (2002). ”Gender Roles and Labor use Strategies:

Women's Part-Time Work in the European Union”, Feminist

Economics, 8: 71–99.

West, C., och D.H. Zimmerman (1987). “Doing Gender”, Gender

and Society, 1: 125–51.

Appendix

Variabler

De fem beroende variablerna mäter det antal timmar en vanlig vecka som respondenten ägnar åt 1) matlagning, disk och matinköp, 2) tvätt, strykning och annan klädvård, 3) städning, 4) underhåll och reparationer av hushållets bostad, fordon och annan egendom samt 5) summan av dessa fyra typer av hushållssysslor.

Yrkesarbetstid är det antal timmar per vecka som respondenten

anger som sin ordinarie veckoarbetstid.

Årsinkomst mäts som förvärvsersättning, dvs. måttet inkluderar

förutom kontant bruttolön även transfereringar som t.ex. sjukpenning, tillfällig föräldrapenning och arbetsskadeersättning. Dessutom inkluderas inkomst av aktiv näringsverksamhet så länge den är positiv.

Villa/radhus är en dikotom variabel som visar om respondenten

bor i villa/radhus.

Jämställd attityd är en dikotom variabel som visar om respon-

denten tycker att det är ett mycket bra förslag att satsa på ett samhälle där männen tar lika stort ansvar som kvinnorna för barn och hushåll (svarsalternativen var mycket bra, ganska bra, varken bra eller dåligt, ganska dåligt, mycket dåligt och vet ej).

I regressionsanalysen delas respondenterna upp i grupper baserade på deras hushållssammansättning, representerade av dikotoma variabler. Som referenskategori används Sammanboende utan barn, dvs. gifta eller samboende respondenter som inte har barn i hushållet. Ensamstående 1 är respondenter som inte är sammanboende och inte heller har varit det tidigare. Ensamstående 2 är respondenter som inte är sammanboende men har varit det tidigare. Sammanboende med barn i hushållet grupperas utifrån yngsta barnets ålder:

Sammanboende med barn <2 år, Sammanboende med barn 2–6 år

och Sammanboende med barn > 6 år. Den sista gruppen har barn i åldern 7–18 år i hushållet. Ensamstående med barn i hushållet utesluts ur analysen framförallt pga. att denna grupp är liten bland män. Sammantaget täcker dessa grupper av föräldrar in alla sammanboende föräldrar med endast ett barn i hushållet.

En dikotom variabel mäter om det finns två eller fler barn under 18 år i hushållet.

Slutligen inkluderas i regressionsanalysen en indikator för År

2010.

SOU 2014:28

Kapitel 4

1

Tabell 4. 1 Kvi nno rs tid i oli ka hushållssy sslor, FE -regr ession a v fö rän dri ng 2000 -201 0 o ch O LS -regressio n för 2000 och 2 010 . Sta ndardfel i no m pa renteser.

Mat Tv ätt Städni ng Underh ål l Total t

FE OLS FE OLS FE OLS FE OLS FE OLS

Utbi ldn in gsår 0, 086 -0 ,078 + 0, 071 -0 ,044 + 0, 025 -0 ,069 ** 0, 049 -0 ,012 0, 232 -0 ,204 **

Inkomst -0 ,001 -0 ,0 04*** -0 ,000 -0 ,001 * 0, 000 -0 ,001 ** 0, 001 -0 ,000 0, 000 -0 ,0 07***

Arbetsti d -0 ,032 * -0 ,0 30*** -0 ,011 + 0, 003 -0 ,011 + -0 ,007 0, 000 0, 002 -0 ,053 ** -0 ,032 *

Vi lla/radhus -0 ,343 0, 439 0, 092 0, 49 4*** -0 ,066 0, 384 ** 0, 46 4*** 0, 82 4*** 0, 147 2, 14 1***

Jäm stäl ld att. -0 ,567 -0 ,751 ** -0 ,245 -0 ,205 -0 ,302 + -0 ,224 + -0 ,028 0, 024 -1 ,142 * -1 ,157 **

Ensams t. 1 0, 566 -0 ,544 0, 063 -0 ,197 0, 333 -0 ,145 -0 ,556 * -0 ,114 0, 406 -1 ,000

Ensams t. 2 -0 ,701 0, 530 0, 347 0, 407 -0 ,251 0, 241 0, 067 0, 033 -0 ,539 1, 210

Sambo m. bar n <2 4, 01 8*** 3, 51 9*** 1, 33 7*** 1, 04 3*** 1, 60 8*** 1, 43 0*** -0 ,228 -0 ,131 6, 73 4*** 5, 86 0***

Sambo m. bar n 2-6 1, 534 ** 0, 980 * 0, 728 ** 0, 379 0, 88 2*** 0, 590 ** -0 ,290 -0 ,283 + 2, 85 3*** 1, 667 *

Sambo m. bar n >6 1, 345 ** 1, 77 5*** 0, 78 5*** 0, 66 7*** 0, 318 + 0, 425 * -0 ,083 -0 ,068 2, 36 4*** 2, 79 9***

>1 b ar n 0, 594 0, 819 * 0, 85 2*** 0, 91 2*** 0, 602 ** 0, 67 2*** 0, 016 0, 002 2, 06 5*** 2, 40 6***

År 201 0 -0 ,246 -0 ,250 -0 ,396 ** -0 ,369 ** -0 ,327 ** -0 ,281 * -0 ,319 ** -0 ,184 * -1 ,288 ** -1 ,084 **

Konsta nt 7, 25 7*** 9, 82 2*** 2, 289 ** 3, 59 9*** 2, 381 ** 3, 70 4*** -0 ,153 0, 540 * 11 ,7 74 *** 17 ,6 65 ***

Ob ser vati on er 1, 598 1, 598 1, 598 1, 598 1, 598 1, 598 1, 598 1, 598 1, 598 1, 598

wi thi n/ R

2

0, 092 0, 125 0, 128 0, 115 0, 116 0, 122 0, 029 0, 056 0, 162 0, 193

An tal ind iv ider 799 799 799 799 799

*** p<0.00 1, ** p<0.01, * p<0.05, + p<0 .1

SOU 2014:28

Kapitel 4

Tabell 4. 2 M än s tid i olika h us hå lls syssl or, FE -r egres sion av f örän dring 200 0-2 010 o ch O LS -regressi on fö r 2000 o ch 20 10. Sta nda rd fel inom pa re nt es er.

Mat Tv ätt Städni ng Underh ål l Total t

FE OLS FE OLS FE OLS FE OLS FE OLS

Utbi ldn in gsår -0 ,065 0, 13 1*** 0, 073 0, 013 -0 ,003 -0 ,002 0, 108 -0 ,1 91*** 0, 113 -0 ,048

Inkomst 0, 000 -0 ,000 -0 ,000 0, 000 -0 ,000 -0 ,000 ** 0, 001 -0 ,001 0, 001 -0 ,001

Arbetsti d -0 ,0 30*** -0 ,0 19*** -0 ,001 0, 004 * -0 ,001 0, 002 0, 002 0, 012 * -0 ,030 * -0 ,001

Vi lla/radhus -0 ,379 -0 ,558 ** -0 ,4 94*** -0 ,5 72*** 0, 015 -0 ,043 1, 62 8*** 2, 37 5*** 0, 771 1, 20 1***

Jäm stäl ld att. 0, 563 * 0, 75 1*** 0, 297 ** 0, 36 2*** 0, 142 0, 23 3*** -0 ,225 -0 ,283 0, 776 1, 06 3***

Ensams t. 1 -0 ,019 0, 491 * 0, 64 4*** 0, 67 1*** 0, 081 0, 125 -1 ,380 ** -1 ,1 59*** -0 ,675 0, 128

Ensams t. 2 2, 55 6*** 2, 28 1*** 1, 13 0*** 1, 18 7*** 0, 309 0, 68 1*** -0 ,567 -0 ,612 3, 428 ** 3, 53 7***

Sambo m. bar n <2 0, 756 1, 36 4*** 0, 221 0, 315 * 0, 47 9** 0, 56 8*** -0 ,914 -0 ,090 0, 542 2, 15 6**

Sambo m. bar n 2-6 0, 97 3** 1, 09 5*** 0, 296 * 0, 39 8*** 0, 214 0, 264 * -0 ,730 -0 ,363 0, 753 1, 394 *

Sambo m. bar n >6 1, 00 9** 1, 18 2*** 0, 195 + 0, 215 * 0, 146 0, 218 * -1, 20 3** -0 ,535 + 0, 146 1, 080 *

>1 b ar n 0, 257 0, 151 0, 042 0, 129 0, 230 * 0, 210 * 0, 185 0, 006 0, 714 0, 495

År 201 0 0, 56 5*** 0, 58 3*** 0, 082 0, 078 -0 ,108 + -0 ,081 -0 ,8 97*** -0 ,7 69*** -0 ,358 -0 ,189

Konsta nt 5, 71 6*** 2, 76 4*** 0, 233 0, 70 3*** 1, 365 ** 1, 32 9*** 1, 276 4, 56 8*** 8, 59 0*** 9, 36 5***

Ob ser vati on er 1, 876 1, 876 1, 876 1, 876 1, 876 1, 876 1, 876 1, 876 1, 876 1, 876

wi thi n/ R

2

0, 077 0, 077 0, 083 0, 120 0, 037 0, 044 0, 056 0, 134 0, 036 0, 044

An tal ind iv ider 938 938 938 938 938

*** p<0.00 1, ** p<0.01, * p<0.05, + p<0 .1

5. Anhörigomsorg, förvärvsarbete och försörjning

Marta Szebehely

5.1 Inledning

Barnomsorgens avgörande betydelse för både barn och föräldrar har sedan länge uppmärksammats i svensk politik och forskning. En välutbyggd och välfungerande barnomsorg bidrar till att barn från alla sociala grupper får en så bra start i livet som möjligt, samtidigt som den underlättar föräldrarnas möjligheter att förvärvsarbeta. Samhällets insatser för personer som behöver hjälp på grund av sjukdom, funktionsnedsättning eller hög ålder har sällan betraktats på motsvarande sätt – som viktiga både för den som behöver omsorg och för dennes anhöriga. Det innebär att frågor om jämställdhet i form av kvinnors och mäns möjligheter att förena förvärvsarbete med omsorg om vuxna i stor utsträckning saknas inom såväl forskning som politik (Ulmanen 2009).

Men äldreomsorg och offentliga insatser för personer med funktionsnedsättning tillhör samhällets sociala infrastruktur på samma sätt som barnomsorg. Utan välutbyggda och välfungerande omsorgstjänster som är överkomliga också för dem med sämre ekonomi faller ansvaret att ta hand om den som behöver omsorg på familjen, och i praktiken ofta på familjens kvinnor: döttrar, mödrar, hustrur. Det gör det svårt för kvinnor (och män) med omsorgsbehövande anhöriga att förvärvsarbeta på samma villkor som andra, oavsett orsaken till omsorgsbehoven.

Familjens ansvar för omsorgen om minderåriga barn skiljer sig lagligt sett från omsorgsansvaret för familjens vuxna medlemmar. Medan föräldrar har skyldighet att ta hand om sina barn tills de blir myndiga lägger varken den sociala eller familjerättsliga lagstiftningen något formellt ansvar på familjen att ta hand om andra vuxna. Ansvaret för barn att sörja för sina föräldrar försvann ur den sociala lagstiftningen 1956 (när fattigvårdslagen ersattes av socialhjälpslagen) och ur familjelagstiftningen 1979 (Johansson m.fl. 2011). Det enda undantaget är att äktenskapsbalken lägger ett visst ansvar på makar att sörja för varandra, vilket innebär att makar förväntas hjälpa varandra med husliga sysslor, dock inte med personlig omvårdnad.

Dessa skillnader i det formella omsorgsansvaret för barn och vuxna familjemedlemmar avspeglar sig i omsorgsgivares rättigheter

i relation till arbetslivet. Föräldrar till små barn har rätt till olika former av ledighet från arbetet – både avlönad (som föräldraledighet eller tillfällig föräldrapenning) och oavlönad (som rätt att arbeta deltid tills barnen är åtta år). Det finns få motsvarande rättigheter till ledighet från arbetet för den som hjälper en äldre, sjuk eller funktionshindrad närstående. Den enda lagstadgade rättigheten är närståendepenning som är en del av socialförsäkringssystemet. Närståendepenningen ger en inkomstrelaterad och pensionsgrundande ersättning i nivå med sjukpenningen i maximalt 100 dagar (20 veckor) för den som är närstående till en person som lider av en livshotande sjukdom. Härutöver finns endast en begränsad rätt till oavlönad ledighet för akuta behov.1

Inte förrän ganska nyligen har svenska beslutsfattare börjat intressera sig för frågor om familjens omsorgsinsatser för andra än friska barn. Länge togs det för givet att de jämförelsevis välutbyggda omsorgstjänsterna hade gjort familjens insatser överflödiga, och anhöriga till omsorgsbehövande vuxna uppmärksammades överhuvudtaget inte i den sociala lagstiftningen (Johansson m.fl. 2011, Ulmanen 2013). På senare tid har dock anhörigas roll som omsorgsgivare fått kraftigt ökad uppmärksamhet i politiska sammanhang, till exempel genom att det skrevs in i socialtjänstlagen år 1998 att kommunen bör ge stöd till anhöriga som ger vård och omsorg, något som 2009 skärptes till att kommunen ska erbjuda stöd. Inget sägs dock om formerna för detta stöd; den anhöriga har till exempel inte rätt till ekonomisk ersättning eller avlösning i omsorgsansvaret. Den enda formella rättighet den anhöriga har är att få sina behov bedömda. De vanligaste formerna av stöd till anhöriga som vårdar är kontakt med en anhörigkonsulent eller erbjudande om stödsamtal (Johansson m.fl. 2011).

Det ökade socialpolitiska intresset för anhöriga som omsorgsgivare har främst riktats till anhöriga till äldre, framförallt anhörigvårdare som själva är pensionärer och vårdar sin maka eller make (Socialstyrelsen 2007). Anhörigas insatser för andra grupper med omsorgsbehov, t.ex. personer med långvarig sjukdom eller funktionsnedsättning, har rönt betydligt mindre uppmärksamhet (Jeppsson Grassman m.fl. 2009). Och trots att omsorgsgivande är

1 Lag (1998:209) om rätt till ledighet av trängande familjeskäl. Lagen, som bygger på ett EUdirektiv, ger rätt till tillfällig ledighet för ”trängande familjeskäl som har samband med sjukdom eller olycksfall och som gör arbetstagarens omedelbara närvaro absolut nödvändig” (1 §). Antalet dagar kan begränsas i kollektivavtal, och i kollektivavtal kan också avtalas om att ledigheten är avlönad.

vanligast i medelåldern (se nästa avsnitt) har omsorgsgivare i förvärvsaktiv ålder sällan uppmärksammats (Sand 2010; Ulmanen 2013).

Att omsorgsgivare i förvärvsaktiv ålder har kommit i skymundan innebär att frågor om hur omsorgsgivande påverkar förvärvsarbete och försörjning förblivit relativt outforskade i Sverige. Syftet med detta kapitel är dels att ge en kunskapsöversikt över tidigare svensk och internationell forskning om anhörigomsorg och om omsorgsgivandets konsekvenser för arbetslivet, dels att redovisa resultat från en ny studie, Omsorgsansvar och förvärvsarbete i

medelåldern. Studien som genomfördes våren 2013 fokuserar på

medelålders omsorgsgivare och den eventuella påverkan på arbete och vardagsliv som följer av att de ger omsorg.

5.2 Forskning om anhörigomsorgens omfattning i Sverige

En uppenbar utmaning om man vill studera anhörigomsorgens omfattning och i vad mån omsorgsgivandet påverkar relationen till arbetslivet, är hur omsorgen ska avgränsas och mätas. Till skillnad från offentliga omsorgsinsatser som antal hemtjänstmottagare eller platser i boenden för äldre, där statistik levereras av kommunerna, måste uppgifter om anhörigas omsorg hämtas in på annat sätt. I Sverige har några större studier samlat in uppgifter om anhörigomsorgens omfattning. En jämförelse av dessa studier visar att olika sätt att fråga ger högst varierande bilder av hur vanligt det är att ge omsorg till en äldre, sjuk eller funktionshindrad familjemedlem, släkting eller vän.

Den lägsta andelen omsorgsgivare redovisas i Folkhälsoinstitutets årliga folkhälsoenkät. Där frågar man: ”Har du någon sjuk eller gammal närstående som du hjälper med vardagliga sysslor, ser till eller vårdar?” Cirka 10 procent av befolkningen (16–84 år) svarade ja på den frågan 2012. Enligt undersökningen är omsorgsgivande vanligast i åldersgruppen 45–64 år: 17 procent av kvinnorna och 13 procent av männen (Folkhälsoinstitutet 2013).

Betydligt högre andelar redovisas av Statistiska centralbyrån som vid några tillfällen har ställt följande fråga inom ramen för sina årliga undersökningar av levnadsförhållanden (ULF): ”Hjälper du själv regelbundet någon annan person som är gammal, sjuk eller handikappad och som antingen bor här i ditt hushåll eller någon annanstans?” År 2009–10 var det 24 procent av befolkningen i förvärvsaktiv ålder (20–64 år) som svarade ja på den frågan. Även i den

studien var anhörigomsorg vanligast bland medelålders kvinnor och män: 30 procent av kvinnorna och 28 procent av männen i åldersgruppen 45–64 år svarade att de gav sådan hjälp (Szebehely & Ulmanen 2012).

Liknande andelar redovisas också i en rikstäckande svensk telefonintervjustudie från 2005. I studien frågade man först: ”Den här undersökningen handlar om i vilken utsträckning människor hjälper andra människor med sådant som hushållsarbete, skjutsning, trädgårdsarbete eller tillsyn, passning, annan hjälp. Hjälper du på sådant sätt regelbundet släktingar som du inte sammanbor med eller grannar, vänner eller arbetskamrater?” Dessa fick en följdfråga: ”Är den person (eller de personer) som du hjälper i behov av särskilda omsorgsinsatser? Vi avser sjuka, handikappade eller gamla.” De intervjuade tillfrågades även om de gav sådan hjälp till någon person inom det egna hushållet. Totalt 27 procent i befolk-

ningen 18–84 år uppgav att de hjälpte en person utanför eller inom

det egna hushållet som hade ”behov av särskilda omsorgsinsatser” (Jeppsson Grassman 2005, s. 45).

Socialstyrelsen genomförde år 2012 en större enkätundersökning om hjälp till närstående (Socialstyrelsen 2012). Här löd frågan: ”Vårdar, hjälper eller stödjer du regelbundet någon eller några personer med vardagliga sysslor, personlig omsorg eller annat stöd som behövs på grund av sjukdom, funktionsnedsättning eller hög ålder?” Även enligt den studien var det runt en fjärdedel, 24

procent, av befolkningen (18 år och äldre) som uppgav att de regel-

bundet hjälper en närstående. Sex procent uppgav dock på en följdfråga att de gav hjälp mer sällan än en gång i månaden. Dessa betraktas inte som omsorgsgivare i Socialstyrelsens rapport, som därmed finner att 18 procent av befolkningen regelbundet (minst en gång i månaden) hjälper en äldre, sjuk eller funktionshindrad person – 20 procent av kvinnorna och 16 procent av männen. Även denna studie visar att omsorgsgivande är vanligast bland medelålders personer: 24 procent i åldersgruppen 45–64 år hjälper en eller flera närstående personer minst en gång i månaden (könsuppdelade uppgifter redovisas ej).

Enligt dessa tre studier är således ungefär var fjärde person i befolkningen omsorgsgivare, och enligt alla studierna är omsorgsgivande vanligast i medelåldern. En studie som är inriktad på just omsorgsgivare över 50 år är den internationella studien SHARE (Survey of Health, Ageing and Retirement in Europe), där Sverige ingår. I den studien frågar man personer 50 år och äldre om de

under den senaste tolvmånadsperioden har gett hjälp till en familjemedlem utanför hushållet eller till en vän eller granne. Man frågar separat efter tre former av hjälp: ”personlig omvårdnad, t.ex. med påklädning, att bada eller duscha, äta, lägga sig eller gå upp, använda toaletten”, ”praktisk hushållshjälp, t.ex. med reparationer i hemmet, trädgårdsarbete, transport, att handla, hushållssysslor” samt ”hjälp med pappersarbete, som att fylla i formulär, ta hand om ekonomiska eller juridiska saker”. Vidare frågar man också efter hjälp till en person inom hushållet, men då endast om hjälp med personlig omvårdnad. Med detta sätt att fråga framstår omsorgsgivande som betydligt vanligare än i de tidigare nämnda studierna: i Sverige år 2006 gav 40 procent av befolkningen 50 år och äldre praktisk hushållshjälp eller hjälp med pappersarbete till en närstående utanför hushållet, och 8 procent hjälpte en närstående i eller utanför hushållet med personlig omvårdnad; oftast i kombination med annan hjälp (OECD 2011, s. 88).

Det är uppenbart att uppskattningen av anhörigomsorgens omfattning skiljer sig påtagligt mellan de studier som har redovisats här. I den mån uppgifter om olika åldersgrupper redovisas, är studierna samstämmiga: omsorgsgivande är vanligast i medelåldern. Men är det 15, 25, 30 eller mer än 40 procent av den medelålders befolkningen som regelbundet hjälper en äldre, sjuk eller funktionshindrad person? Det förefaller troligt att detaljer i frågornas formulering har stor betydelse, och det faktum att andelen är högst i SHARE-studien tyder på att fler känner sig träffade om man ställer konkreta frågor om specifika hjälpområden än om man överlåter åt den enskilde att bedöma om man ger regelbunden hjälp.2

5.3 Anhörigomsorgens omfattning: Sverige i internationellt perspektiv

Eftersom resultaten av studier av anhörigomsorgens omfattning tycks vara känsliga för frågornas formuleringar och ordens nyanser finns det all anledning att vara försiktig när det gäller internationella jämförelser. Med detta i beaktande kan vi ändå konstatera att det förefaller vara minst lika vanligt att ge hjälp till närstående i norra som i södra Europa, trots att samhällets insatser för äldre och

2 Att Folkhälsoenkäten redovisar så mycket färre omsorgsgivare än andra studier kan bero på formuleringen ”Har du någon sjuk eller gammal närstående…”. Att ”ha” någon är språkligt sett ett udda uttryck, men signalerar troligen ett uttalat ansvar för en annan människas välbefinnande, vilket sannolikt minskar benägenheten att svara ja på frågan.

funktionshindrade personer är betydligt mer omfattande i norr. Existerande studier tyder till och med på att anhörigomsorg är vanligare i länder med mer omfattande offentligt finansierad omsorg som Norden och Nederländerna. Men samtidigt är det betydligt mindre vanligt att ge intensiva och tidskrävande omsorgsinsatser i dessa länder (Alber & Köhler 2004; OECD 2011, kapitel 3). Detta har tolkats som att när de offentligt finansierade omsorgstjänsterna är mer generösa är det färre anhöriga som behöver ge omfattande omsorg, samtidigt som fler anhöriga har möjlighet att ge lite hjälp utan att omsorgsansvaret blir överväldigande (Brandt m.fl. 2009; Schmid m.fl. 2012). Därför är den genomsnittliga hjälptiden lägre i länder där fler anhöriga ger hjälp, se Figur 5.1.

Figur 5.1 Andel hjälpgivare i befolkningen 50 år+ i relation till genomsnittligt antal hjälptimmar per vecka

Källa: Rodrigues, Huber & Lamura 2012, s.

64 (baserat på SHARE 2006/07).

Vidare finns det ett tydligt samband mellan hur välutbyggd äldreomsorgen är och hur befolkningen ser på anhörigomsorg. I en studie inom EU fick människor svara på frågan om vad som vore den bästa lösningen för en äldre förälder som inte längre kan klara sig på egen hand. I de 27 (dåvarande) EU-länderna svarade i genomsnitt 54 procent att det bästa vore att föräldern får hjälp av barnen;

Spanien

Italien

Grekland

Polen

Tjeckien

Österrike

Belgien

Frankrike

Tyskland Holland Schweiz

Danmark

Sverige

Israel

R² = 0,6747

0 5 10 15 20 25

0

10

20

30

40

50

An ta l t imma r i nf orme ll o ms org p er ve ck a ( ge no ms ni tt )

Informella omsorgsgivare (% av befolkningen 50 år+ )

i Sverige var motsvarande andel 17 procent. I genomsnitt i EU svarade 37 procent att det bästa vore att bo kvar hemma med hjälp av omsorgsinsatser (som hemtjänst) eller flytta till ett äldreboende; i Sverige 80 procent. Generellt sett var stödet för omsorgstjänster högst i Norden och Nederländerna (där äldreomsorgen är som mest välutbyggd) och lägst i södra Europa – särskilt i Grekland – där äldreomsorgen är betydligt mindre utbyggd (Eurobarometer 2007, p. 67).

I internationell forskning tolkas nationella skillnader i omsorgspreferenser i allmänhet som konsekvenser av hur väl fungerande och ekonomiskt överkomlig äldreomsorgen är i olika länder, snarare än som tecken på skillnader i familjesammanhållning (Alber & Köhler 2004; Daatland & Lowenstein 2005). Det är knappast förvånande att den som anser att den formella äldreomsorgen inte håller god kvalitet är mer skeptisk till att låta föräldrarna ta emot hemtjänst eller flytta till ett äldreboende. Att så många i Sverige – både äldre och yngre – föredrar den formella äldreomsorgen framför familjens insatser är ett gott betyg för den svenska äldreomsorgen, något som också bekräftas i de årliga nationella brukarundersökningarna (Socialstyrelsen 2013a).

5.4 Forskning om sambandet mellan anhörigomsorg och förvärvsarbete

Sammantaget har kunskapen om relationen mellan omsorgsansvar och förvärvsarbete hittills varit tämligen begränsad i Sverige och andra nordiska länder (Ulmanen 2009; Sand 2010). Merparten av forskningen om omsorgsansvar och förvärvsarbete/försörjning kommer i stället från anglosaxiska länder. Små omsorgsinsatser påverkar sällan relationen till arbetslivet, men genomgående visar den internationella forskningen att ju mer omfattande omsorgsgivandet är, desto vanligare är det att stå utanför arbetslivet eller att arbeta deltid (översikt hos Lilly m.fl. 2007). Studiernas design gör det dock oftast inte möjligt att uttala sig om riktningen på sambandet mellan omsorgsansvar och arbetstid. Det är med andra ord svårt att avgöra om omsorgsansvar leder till minskat förvärvsarbete eller om den som har kortare arbetstid lättare tar på sig omfattande omsorgsinsatser för en närstående.

En av få svenska studier på området, baserad på SCB:s ULFundersökningar från 2002–03, visar att det finns ett tydligt sam-

band mellan omsorgsgivande och förvärvsarbete också i Sverige: 44 procent av kvinnorna i åldersgruppen 55–64 år som dagligen eller flera gånger i veckan hjälpte en person utanför det egna hushållet stod utanför arbetskraften, jämfört med 30 procent av kvinnorna i samma ålder som mer sällan eller inte alls hjälpte en närstående. För män fanns inte motsvarande samband mellan omsorgsgivande och förvärvsarbete (Szebehely 2006).

I likhet med merparten av de internationella studierna visar inte den här analysen om omsorgsgivandet har lett till att kvinnorna lämnat arbetsmarknaden eller om de stod utanför arbetskraften redan när de tog på sig omsorgsansvaret. ULF-studien från 2002– 03 innehåller dock frågor om skälet till att arbeta deltid eller inte alls vilket ger möjlighet till en sådan analys. Av befolkningen i åldrarna 55–74 år var det 4,5 procent av kvinnorna och 1,5 procent av männen som uppgav att de vid tidpunkten för intervjun eller under de sista fem åren hade arbetat deltid eller lämnat arbetet helt på grund av att de tog hand om en äldre, funktionshindrad eller långvarigt sjuk närstående (Szebehely 2006).

I Socialstyrelsens enkät från 2012 finns liknande uppgifter: 9 procent av kvinnorna och 6 procent av männen som ger omsorg minst en gång i månaden har minskat sin arbetstid. Uppräknat på befolkningen motsvarar det cirka 70 000 personer. Vidare uppger 3 procent av omsorgsgivarna att de har blivit tvungna att lämna sitt arbeta som en följd av att de regelbundet hjälper en närstående. Detta motsvarar cirka 29 000 personer i befolkningen (Socialstyrelsen 2012).3

I en senare analys av samma material har Socialstyrelsen (2013b) tittat närmare på den omsorg som vuxna barn ger till sina åldrande föräldrar, och här noteras viktiga könsskillnader. Det är fler döttrar än söner som hjälper sina föräldrar (57 procent av omsorgsgivarna är döttrar, 43 procent söner). Döttrarna är ännu mer överrepresenterade när det gäller påverkan på förvärvsarbetet: de utgör nära 75 procent av de totalt cirka 50 000 vuxna barn som uppger att deras omsorgsengagemang för föräldrarna har lett till att de gått ner i arbetstid, lämnat sitt arbete, blivit sjukskrivna eller upplevt svårigheter att få ett arbete.

Av de 18 procent i befolkningen som enligt Socialstyrelsens studie ger regelbunden omsorg till en äldre eller yngre person upp-

3 Frågan löd: “Har dina möjligheter att arbeta påverkats av att du regelbundet vårdar, hjälper eller stödjer någon?” med bland annat följande svarsalternativ: ”Ja, jag har gått ner i arbetstid” och ”Ja, jag har blivit tvungen att lämna mitt arbete”.

ger nästan var femte att omsorgsgivandet har lett till ekonomiska svårigheter. Vidare uppger 40 procent att de har svårt att hinna umgås med vänner, två tredjedelar att omsorgsgivandet upplevs psykiskt påfrestande och en tredjedel att det är fysiskt påfrestande. Generellt redovisar studien ett samband mellan omsorgens intensitet (antal timmar hjälp per vecka) och andelen som upplever sig påverkad i sin vardag och i sitt arbetsliv. Det finns också ett negativt samband mellan omsorgens omfattning och den självskattade hälsan – ju mer omsorg man ger, desto sämre är den egna hälsan (Socialstyrelsen 2012).

5.5 Ny svensk studie: Omsorgsansvar och förvärvsarbete i medelåldern

Socialstyrelsens studie från 2012 utgör ett viktigt bidrag till kunskapen om anhörigomsorgens konsekvenser i ett svenskt perspektiv. Studien visar att ett betydande antal i befolkningen har minskat sitt förvärvsarbete eller slutat arbeta helt på grund av sitt omsorgsansvar.

Internationell forskning visar samtidigt att anhörigvårdares relation till förvärvsarbetet ofta påverkas på mindre drastiska sätt än genom att de helt lämnar arbetslivet. Att sluta förvärvsarbeta är ovanligt bland anhöriga omsorgsgivare i alla länder. Det är betydligt vanligare med tillfälliga avbrott, minskade eller anpassade arbetstider och svårigheter att satsa på arbetet (Fast m.fl. 1999; Pickard 2004).

Det har hittills saknats svensk forskning som studerat om anhörigvårdares förvärvsarbete påverkas på sådana mer subtila sätt, som till exempel om omsorgsansvaret påverkar möjligheten att koncentrera sig på arbetet, hålla sina arbetstider eller hinna med sina arbetsuppgifter. Vi har inte heller känt till hur vanligt det är att omsorgsgivare i Sverige tar kortare eller längre ledigheter för att hjälpa en närstående, och i vad mån dessa ledigheter är avlönade.

Den nya studien Omsorgsansvar och förvärvsarbete i medelåldern bidrar till att fylla dessa kunskapsluckor. Studien genomförs för närvarande vid Institutionen för socialt arbete, Stockholms universitet, under ledning av Marta Szebehely tillsammans med Ann-Britt Sand och Petra Ulmanen. Studiens syfte är att belysa anhörigomsorgens konsekvenser för vardagsliv, förvärvsarbete och försörjning för medelålders kvinnor och män. Under februari–april

2013 genomfördes en enkätundersökning med ett nationellt representativt urval av befolkningen i åldrarna 45–66 år.4 Totalt 3630 personer besvarade enkäten; svarsfrekvensen var 61 procent. En första redovisning av resultaten publicerades i januari 2014 (se Szebehely m.fl. 2014).

5.5.1 Anhörigomsorgens omfattning

Till skillnad från tidigare svenska studier där omsorgsgivande i befolkningen fångas med en övergripande fråga om vederbörande ger hjälp utgick vi i denna studie från frågor om specifika insatser till omsorgsbehövande närstående, i linje med den internationella SHARE-studien (se avsnitt 5.2). Den fråga som ställdes i vår studie löd: ”Brukar du hjälpa någon familjemedlem, släkting (i eller utanför hushållet), vän eller granne som behöver hjälp pga. hög ålder, funktionshinder eller sjukdom? (Frågorna gäller inte hjälp som du eventuellt ger i ditt yrkesarbete). Brukar du hjälpa till med…” Därefter följde en uppräkning av sju olika hjälpuppgifter som var och en kunde besvaras med ja eller nej. I Tabell 5.1 redovisas andelen av kvinnor respektive män i åldrarna 45–66 år som uppger att de brukar hjälpa en äldre, sjuk eller funktionshindrad person med dessa olika uppgifter minst en gång i månaden.

4 Studien som finansieras av Vetenskapsrådet omfattar förutom enkätstudien även kvalitativa intervjuer med ett 40-tal omsorgsgivare.

Tabell 5.1 Hjälp med olika uppgifter till en äldre, sjuk eller funktionshindrad närstående minst en gång i månaden. Andel (%) av kvinnor och män 45–66 år i befolkningen. 2013

Hjälper minst en gång i månaden med …

Kvinnor

(n=1780-

1841)

Män (n=1614-

1664)

… städning, matinköp, tvätt eller matlagning

25,8

19,1 *

… annan praktisk hjälp som reparationer, trädgårdsskötsel, transporter och skjutsning

29,6

34,6 *

… att betala räkningar, bank- och postärenden eller liknande 20,1

18,6 IS

… kontakt med myndigheter, sjukvården, hemtjänsten eller liknande 24,0

22,4 IS

… att se till, påminna eller motivera genom besök eller telefonsamtal 30,5

25,0 *

… personlig omvårdnad som bad, dusch, påklädning, hjälp upp ur sängen eller liknande 6,6

3,0 *

… att lägga om sår, ge mediciner eller sprutor eller liknande

7,2

3,7 *

Minst en av ovanstående uppgifter

41,7

41,6 IS

Not: *= Skillnaden är statistiskt säkerställd på 5

%-nivån, och IS=Skillnaden är inte statistiskt säker-

ställd.

Med denna uppräkning av tänkbara omsorgsuppgifter visar det sig att sammanlagt 42 procent av såväl kvinnorna som männen i åldrarna 45–66 år uppger att de minst en gång i månaden hjälper en äldre, sjuk eller funktionshindrad person med en eller flera av dessa uppgifter. Allra vanligast är att ge praktisk hjälp som skjutsning, reparationer, trädgårdsarbete (30 procent av kvinnorna och 35 procent av männen). Även andra former av hjälp är vanliga: 26 respektive 31 procent av kvinnorna och 19 respektive 25 procent av männen hjälper en närstående med sådant som städning, matinköp, tvätt eller matlagning respektive att se till, påminna eller motivera genom besök eller telefonsamtal. Nästan lika många hjälper med att sköta ekonomin och att hålla kontakt med myndigheter. Betydligt mindre vanligt är att ge mer kroppsnära omsorg: cirka 7 procent av kvinnorna och 3–4 procent av männen hjälper till med personlig omvårdnad respektive medicinska uppgifter.

Jämfört med tidigare svenska studier där man överlåter åt den svarande att själv avgöra om man ger ”regelbunden hjälp” kan vi konstatera att detta sätt att fråga fångar betydligt fler omsorgs-

givare. Andelen ligger dock på ungefär samma nivå som i SHAREstudien, som också frågar om hjälp med specifika uppgifter.

Enligt denna studie är anhörigomsorg lika vanligt bland kvinnor som bland män. Som framgår av Tabell 5.1 ger dock kvinnor och män delvis hjälp med olika uppgifter. Det innebär att det har stor betydelse för uppskattningen av anhörigomsorgens omfattning och fördelning mellan könen vilka uppgifter som efterfrågas. Om vi exempelvis endast hade frågat om huslig hjälp (med städning, matinköp, tvätt, matlagning) och personlig omvårdnad hade vi funnit betydligt färre omsorgsgivare och klart större könsskillnader: 27 procent av kvinnorna och 19 procent av männen hjälper en äldre, sjuk eller funktionshindrad närstående med dessa uppgifter.

Även om denna studie visar att det är lika vanligt bland medelålders män som kvinnor att hjälpa en närstående är det något vanligare att kvinnor än män ger mer omfattande omsorg, se Tabell 5.2.

Tabell 5.2 Andel i befolkningen 45–66 år som hjälper närstående som behöver omsorg pga. hög ålder, funktionshinder eller sjukdom. Procent, 2013.

Kvinnor (n=1841) Män (n=1640)

Hjälper dagligen

6,1

4,0

*

Hjälper flera gånger i veckan

8,7

8,2

IS

Hjälper cirka en gång i veckan

14,9

14,8

IS

Hjälper cirka en gång i månaden

12,0

14,6

*

SUMMA: hjälper minst en gång i månaden

41,7

41,6

IS

Not: *= Skillnaden är statistiskt säkerställd på 5

%-nivån, och IS=Skillnaden är inte statistiskt säker-

ställd.

I den första rapporten som publicerats från denna nya studie (Szebehely m.fl. 2014) har vi redovisat hur kvinnor och män som ger hjälp av olika omfattning har påverkats i sin vardag och sitt förvärvsarbete. Där framgår att det finns ett tydligt samband mellan anhörigomsorgens omfattning och den påverkan som omsorgsgivarna upplever – ju mer omfattande omsorg, desto fler upplever svårigheter. I det här kapitlet ska vi titta på hur anhörigomsorgen har påverkat arbete och försörjning för de sammantaget 30 procent av kvinnorna och 27 procent av männen som minst en gång per vecka hjälper en äldre, sjuk eller funktionshindrad närstående (550 kvinnor och 443 män). Vi fokuserar på dem som ger

omsorg minst en gång i veckan eftersom de som hjälper mer sällan endast undantagsvis är påverkade av sitt omsorgsansvar.

När vi i det följande diskuterar omsorgsgivarnas situation är det således omsorgsgivare som hjälper en närstående minst en gång i veckan som avses. Hur mycket hjälp ger de, vem är det de hjälper och hur påverkar omsorgsgivandet deras förvärvsarbete och försörjning?

Av omsorgsgivarna (dvs. de som hjälper en närstående minst en gång i veckan) ger 21 procent av kvinnorna och 15 procent av männen hjälp varje dag (se Tabell 5.3). De kvinnor som ger daglig omsorg hjälper dessutom fler timmar: 19 timmar per vecka jämfört med närmare 13 timmar per vecka bland de män som ger daglig omsorg. I genomsnitt ger kvinnorna 7,0 timmar anhörigomsorg per vecka och männen 5,0 timmar.

Tabell 5.3 Omfattning av omsorgsinsatser till närstående. Kvinnor och män 45–66 år som hjälper en närstående minst en gång i vecka. 2013

Andel (%) av omsorgsgivare som… Hjälptimmar per vecka,

genomsnitt

Kvinnor (n=548)

Män (n=443)

Kvinnor Män

…hjälper dagligen

20,6 14,9 * 19,1 12,7 *

…hjälper flera gånger i veckan 29,2 30,2 IS 5,3 5,1 IS …hjälper ca. en gång i veckan 50,2 54,9 IS 3,1 3,2 IS

100 100

7,0 5,0 *

Not: *= Skillnaden är statistiskt säkerställd på 5

%-nivån, och IS=Skillnaden är inte statistiskt säker-

ställd.

En tredjedel av omsorgsgivarna uppger att de hjälper mer än en person. I enkäten bad vi att respondenterna skulle lämna vissa uppgifter om den person de hjälper mest. Drygt hälften har svarat att de hjälper en person 80 år eller äldre, en fjärdedel hjälper en person 65–79 år, cirka 15 procent hjälper en vuxen person under 65 år medan knappt 3 procent hjälper en person under 20 år (Tabell 5.4). Runt 5 procent har inte följt instruktionen utan har angett flera alternativ; de flesta av dessa (4 procent) har svarat att de (bland annat) hjälper en person 65 eller äldre. Av alla som hjälper en närstående minst en gång i veckan är det således drygt 80 procent som hjälper en äldre person.

Tabell 5.4 Hur gammal är den du hjälper mest? Hjälpmottagare bland kvinnor och män 45–66 år som hjälper en närstående minst en gång i veckan. Andel (procent) av omsorgsgivare samt genomsnittlig hjälptid. 2013

Andel (%) av omsorgsgivare som hjälper en

person…

Hjälptimmar per vecka,

genomsnitt

Kvinnor (n=518)

Män (n=443)

Kvinnor Män

… 80 år eller äldre

50,8

56,1 IS 4,4

4,3 IS

… 65–79 år

26,3

21,3 T 6,9

3,5 *

… 20–64 år

14,1

16,5 IS 12,7

8,1 T

… yngre än 20 år

3,9

1,4 *

Mer än ett alternativ

5,0

4,6 IS 9,4

9,3 IS

100 % 100 %

7,0

5,0 *

Not: *= Skillnaden är statistiskt säkerställd på 5%-nivån, T= Skillnaden är statistiskt säkerställd på 10%-nivån, och IS=Skillnaden är inte statistiskt säkerställd.

Den mest omfattande omsorgen ger den lilla grupp (3 procent av omsorgsgivarna) som hjälper ett barn eller en ungdom under 20 år – hjälptiden är i genomsnitt 16,4 timmar per vecka.5De flesta i denna grupp är föräldrar som hjälper ett barn med funktionsnedsättning eller långvarig sjukdom. Även de 15 procent i befolkningen som minst varje vecka hjälper en vuxen person (20–64 år) ger omfattande hjälp: kvinnorna i genomsnitt 12,7 timmar per vecka och männen 8,1 timmar.6Dessa hjälper ofta en maka/make eller ett vuxet barn, men även andra släktingar eller vänner är relativt vanliga omsorgsmottagare i denna åldersgrupp – totalt sett är det 7 procent av omsorgsgivarna som hjälper en maka/maka eller partner. Den största gruppen, de som hjälper personer över 65 år (drygt 80 procent av omsorgsgivarna), är således de som ger minst omfattande hjälp.7

På dessa punkter är den nya studien i linje med tidigare svensk forskning. Gamla föräldrar är de vanligaste omsorgsmottagarna, alldeles särskilt bland omsorgsgivare i medelåldern, men de som

5 Eftersom det endast finns 6 män och 14 kvinnor i denna grupp redovisas inte uppgifter om antal timmar uppdelat på kön i tabell 5.4. 6 Totalt sett ger de cirka 18 procent av omsorgsgivarna som hjälper en närstående under 65 år i genomsnitt 14,1 timmar per vecka (kvinnor) respektive 8,0 (män). 7 Av dem som minst varje vecka ger omsorg till en person 80 år och äldre hjälper 80 procent en förälder; av dem som hjälper en person 65–79 år hjälper 60 procent en förälder. Sammantaget ger 74 procent av alla som hjälper en närstående över 65 år hjälp till en förälder.

hjälper yngre personer ger mer omfattande hjälp än de som hjälper en äldre (se exempelvis Jeppsson Grassman m.fl. 2009; Socialstyrelsen 2012). Däremot är andelen omsorgsgivare i befolkningen högre i denna studie än i flertalet tidigare svenska studier, och det är troligt att vi genom att ställa konkreta frågor om många olika omsorgsuppgifter har fångat en större del av omsorgsgivarna.

Sannolikt av samma skäl är även könsskillnaden mindre än i flera andra svenska studier. Den bild av anhörigomsorgens omfattning och könsmässiga fördelning som framkommer i denna studie är dock i linje med den internationella studien SHARE som har en liknande design. Enligt SHARE är det i de flesta länder ungefär lika många kvinnor som män som ger anhörigomsorg, men kvinnor ger fler timmar omsorg och ger oftare än män hjälp med personlig, kroppsnära omvårdnad; en könsskillnad som är betydligt större i södra än i norra Europa (Bolin m.fl.2008; Schmidt m.fl. 2012).

5.5.2 Omsorgsgivandets konsekvenser för arbetssituationen

De allra flesta av de medelålders omsorgsgivarna i studien förvärvsarbetar. I enkäten ställdes ett antal frågor om hur förvärvsarbetet har påverkats av det faktum att de ger omsorg till en närstående. Dessa frågor ställdes till alla som förvärvsarbetar för närvarande eller som varit i arbete under den senaste femårsperioden men nu lämnat sitt arbete. Eftersom konsekvenser av anhörigomsorg kan variera över tid efterfrågades genomgående respondenternas erfarenheter vid såväl tidpunkten för studien som någon gång under den senaste femårsperioden.

I Tabell 5.5 redovisas andelen av omsorgsgivarna som uppger att de på grund av anhörigomsorg haft svårt att fokusera på arbetet, hålla arbetstider, hinna med sina arbetsuppgifter, sagt nej till övertid/nya uppdrag eller varit förhindrade att delta i möten och liknande (svarsalternativen var ja och nej). De flesta omsorgsgivare upplever inte dessa svårigheter, men en inte obetydlig andel svarar ja på frågorna. Av samtliga medelålders omsorgsgivare (som hjälper en närstående åtminstone en gång i veckan) rapporterar var sjätte att anhörigomsorgen har medfört svårigheter att hinna med sina arbetsuppgifter och att de förhindrats delta i möten. Närmare var fjärde kvinna och var femte man har av samma skäl haft svårt att hålla sina arbetstider och sagt nej till övertid eller nya arbetsuppgifter.

Betydligt större könsskillnad finner vi när det gäller svårigheter att fokusera på arbetet: 36 procent av de kvinnliga och 18 procent av de manliga omsorggivarna uppger att omsorgen om en närstående har gjort det svårt att fokusera på arbetet. Denna stora skillnad i påverkan mellan kvinnliga och manliga omsorgsgivare kan bara delvis förklaras av att kvinnor ger mer omsorg; kvinnliga omsorgsgivare upplever större svårigheter att fokusera på arbetet än män oavsett hur omfattande omsorgsansvaret är (Szebehely m.fl. 2014).

Tabell 5.5 Konsekvenser av anhörigomsorg för arbetssituationen under de senaste fem åren, andel (procent) av kvinnor och män 45–66 år som hjälper en närstående minst en gång i veckan. 2013.

Har något av följande hänt dig på din arbetsplats under de senaste 5 åren pga. att du ger hjälp? Har du (tillfälligt eller under längre tid)…

Kvinnor (n=475-82)

Män (n=378-87)

Haft svårt att fokusera på arbetet

36,1

17,8 *

Haft svårt att hålla arbetstider

23,7

19,9 IS

Sagt nej till övertid eller nya uppdrag

23,1

18,3 T

Haft svårt att hinna med arbetsuppgifter

18,6

15,8 IS

Varit förhindrad att delta i möten, kurser eller tjänsteresor

16,0

15,1 IS

Not: *= Skillnaden är statistiskt säkerställd på 5

%-nivån, T= Skillnaden är statistiskt säkerställd på

10

%-nivån, och IS=Skillnaden är inte statistiskt säkerställd.

5.5.3 Omsorgsgivandets konsekvenser för möjligheten att förvärvsarbeta

Vi har tidigare konstaterat att den som vårdar en vuxen har mycket få lagstadgade rättigheter till ledighet från arbetet. Hur gör då förvärvsarbetande omsorgsgivare om de behöver följa en närstående till sjukhus eller till ett möte med äldreomsorgen, eller om de mer direkt behöver ta hand om den praktiska omsorgen under kortare eller längre perioder? För att belysa dessa frågor har vi i enkäten ställt frågor om olika former av ledighet för anhörigomsorg, se Tabell 5.6.

Tabell 5.6 Olika former av ledighet för att ge omsorg under de senaste fem åren, andel (procent) av kvinnor och män 45–66 år som hjälper en närstående minst en gång i veckan. 2013.

Har under de senaste 5 åren … Kvinnor (n=472-80) Män (n=373-82)

Använt semesterdagar

44,3

34,6 *

Tagit kompledigt eller flexat enstaka dagar

57,3

48,9 *

Tagit annan betald ledighet enstaka dagar

17,4

18,3 IS

Tagit obetald ledighet enstaka dagar

20,6

20,3 IS

Sjukskrivit sig enstaka dagar

6,6

2,7

*

Haft närståendepenning mer än två veckor

2,9

1,1

T

Varit tjänstledig med lön mer än två veckor

0,8

0,5 IS

Varit tjänstledig utan lön mer än två veckor

2,5

3,2 IS

Not: *= Skillnaden är statistiskt säkerställd på 5

%-nivån, T= Skillnaden är statistiskt säkerställd på

10

%-nivån, och IS=Skillnaden är inte statistiskt säkerställd.

Det visar sig att det är mycket vanligt att de medelålders omsorgsgivarna som minst en gång i veckan hjälper en närstående tar tillfälliga ledigheter för att hjälpa: mer än hälften har tagit kompledigt eller utnyttjat flextid för att hjälpa enstaka dagar, 40 procent har använt semesterdagar, 18 procent har tagit annan tillfällig betald ledighet och något fler har tagit ledigt enstaka dagar utan lön. Färre, 5 procent, uppger att de har sjukskrivit sig enstaka dagar – inte för att de själva är sjuka utan för att kunna ge hjälp till en närstående. Cirka 3 procent av omsorgsgivarna har varit lediga utan lön i mer än två veckor, 2 procent har utnyttjat närståendepenning medan mindre än en procent har varit tjänstlediga med lön under motsvarande tid.

Det är lika vanligt att kvinnor och män har tagit tjänstledigt från arbetet för att ge omsorg – såväl enstaka dagar som längre ledigheter. Däremot har fler kvinnor än män använt semesterdagar och kompledigt för att vårda, och det är också vanligare att kvinnliga omsorgsgivare har använt sig av närståendepenning eller sjukskrivit sig enstaka dagar för att ge omsorg. Skillnaderna mellan kvinnor och män kan delvis, men inte helt, förklaras av att kvinnor ger mer omfattande omsorg (Szebehely m.fl. 2014).

De allvarligaste konsekvenserna för ekonomin på kort och lång sikt följer av en minskning av arbetstiden, och alldeles särskilt av att helt lämna arbetslivet. Av Tabell 5.7 framgår att 12 procent av de kvinnliga och 9 procent av de manliga omsorgsgivarna har minskat sin arbetstid pga. anhörigomsorg, medan 5 procent av kvin-

norna och 2 procent av männen har gått i pension i förtid, och närmare 3 procent av kvinnorna och 2 procent av männen har sagt upp sig.

Tabell 5.7 Långtgående påverkan på förvärvsarbetet under de senaste fem åren på grund av anhörigomsorg, andel (procent) av kvinnor och män 45–66 år som hjälper en närstående minst en gång i veckan. 2013.

Kvinnor (n=485-512)

Män (n=378-419)

Minskat sin arbetstid

12,0

8,9 IS

Gått i pension tidigare än planerat

4,9

2,1 *

Sagt upp sig från arbetet

2,9

1,8 IS

Minskat sin arbetstid, gått i pension tidigare än planerat eller sagt upp sig från arbetet

16,6

10,4 *

Minskade inkomster pga. anhörigomsorg (i hög grad eller i viss mån) 20,1

13,4 *

Not: *= Skillnaden är statistiskt säkerställd på 5

%-nivån, T= Skillnaden är statistiskt säkerställd på

10

%-nivån, och IS=Skillnaden är inte statistiskt säkerställd.

Sammantaget har nära 17 procent av de kvinnliga omsorgsgivarna och drygt 10 procent av de manliga gått ner i arbetstid, sagt upp sig eller gått i pension tidigare än planerat. Dessa stora förändringar av förvärvsarbetet leder oftast eller alltid till minskade inkomster. Men även flera av de tillfälliga ledigheter från arbetet som visats i Tabell 5.6 kan leda till minskade inkomster. Som framgår av Tabell 5.7 uppger 20 procent av de kvinnliga och 13 procent av de manliga omsorgsgivarna att de i hög grad eller i viss mån har fått minskade inkomster som en följd av att de ger anhörigomsorg. Att kvinnor är mer påverkade än män beror huvudsakligen på att kvinnor ger mer intensiv hjälp; ju mer omfattande anhörigomsorgen är, desto större är risken att en omsorgsgivare minskar sin arbetstid, säger upp sig eller går i pension i förtid, liksom att de får minskade inkomster. Men kvinnor är något mer påverkade än män ur dessa aspekter även när de ger omsorg lika ofta (Szebehely m.fl. 2014).

Eftersom den som hjälper en yngre person generellt sett ger mer omfattande omsorg är det också vanligare att den som ger omsorg till en yngre person (oftast ett barn eller en make/maka) har påverkats jämfört med den som ger omsorg till en äldre person (oftast en förälder). Men även här finns det en könsskillnad. Det är 13 procent av kvinnorna och 7 procent av männen som minst varje

vecka ger omsorg till en äldre person (65 år+) som har minskat sin arbetstid eller helt slutat arbeta. Och det är 31 procent av kvinnorna och 22 procent av männen som ger omsorg till en person under 65 år som har påverkats på samma sätt. I den här redovisningen av studien har vi fokuserat på de omsorgsgivare som hjälper en närstående minst en gång i veckan. I en tidigare analys av materialet har vi beräknat hur stor andel av den medelålders befolkningen (således inte av omsorgsgivarna) som under de senaste fem åren har minskat sin arbetstid, gått i pension i förtid eller sagt upp sig som en konsekvens att de ger anhörigomsorg. Det rör sig om 6,9 procent av kvinnorna och 3,9 procent av männen i befolkningen 45–66 år.8 Uppräknat till antal i befolkningen motsvarar det cirka 90 000 kvinnor och 50 000 män i medelåldern. Ännu fler uppger att deras inkomster har minskat som en följd av att de ger anhörigomsorg: 114 000 kvinnor och 75 000 män, motsvarande 8,5 procent av medelålders kvinnor och 5,7 procent av medelålders män i befolkningen (Szebehely m.fl. 2014). Risken att under den senare delen av arbetslivet hamna i en situation där omsorg om en äldre eller yngre närstående får betydande konsekvenser för arbetsliv och ekonomi är således långt ifrån försumbar i dagens Sverige. Risken är betydligt större för den som ger omsorg till ett barn eller en partner än för den som hjälper en förälder. Men eftersom det är så mycket vanligare att ge omsorg till äldre än till yngre personer, utgörs majoriteten (drygt två tredjedelar) av alla som allvarligt påverkats i sitt arbetsliv och sin försörjning av omsorgsgivare som hjälper en äldre person, oftast en förälder (ibid).

5.6 Sammanfattande diskussion

Det är en betydande del av befolkningen, framförallt i medelåldern, som ger regelbunden omsorg till en anhörig, släkting eller vän som behöver hjälp i vardagen på grund av hög ålder, långvarig sjukdom eller funktionsnedsättning. Och såväl i Sverige som i andra länder påverkar ett omfattande omsorgsansvar möjligheten att förvärvsarbeta.

Den nationellt representativa enkätstudien Omsorgsansvar och

förvärvsarbete i medelåldern visar att 30 procent av kvinnorna och

8 Här inkluderas även de som ger omsorg mindre ofta än en gång i veckan, liksom de som har gett anhörigomsorg tidigare under de senaste fem åren men där omsorgsgivandet har upphört vid tidpunkten för besvarandet av enkäten, se Szebehely m.fl. 2014.

27 procent av männen i åldrarna 45–66 år ger omsorg till en närstående minst en gång i veckan. Nästan lika många män som kvinnor ger således anhörigomsorg, men kvinnor ger mer omfattande hjälp. Bland kvinnor som hjälper en närstående minst en gång i veckan motsvarar omsorgsinsatsen i genomsnitt nästan en hel arbetsdag per vecka (7 timmar), bland män 5 timmar per vecka. De mest omfattande insatserna ger de som hjälper ett barn eller en make/maka, men den vanligaste omsorgsmottagaren är en äldre person. Mer än 80 procent av omsorgsgivarna ger omsorg till en person som är 65 år eller äldre, varav tre fjärdedelar hjälper en förälder. Endast var tionde medelålders omsorgsgivare hjälper ett barn under 20 år eller en partner. Internationell forskning visar att de flesta medelålders omsorgsgivare kombinerar anhörigomsorg och förvärvsarbete, men kombinationen är inte problemfri. Vår nya svenska studie visar att mellan 15 och 24 procent av dem som hjälper en närstående minst en gång i veckan uppger att deras omsorgsansvar har medfört svårigheter att hinna med sina arbetsuppgifter, att hålla arbetstiderna, att delta i möten och att ta på sig nya uppdrag. Detta är lika vanligt bland kvinnliga och manliga omsorgsgivare och påverkar troligen både karriärmöjligheter och välbefinnande.

Däremot är kvinnliga omsorgsgivare betydligt mer påverkade än män när det gäller hur anhörigomsorg påverkar möjligheten att fokusera på arbetet. Drygt var tredje kvinna som hjälper en närstående minst en gång i veckan uppger att omsorgsansvaret har gjort det svårare att fokusera på arbetsuppgifterna, vilket är dubbelt så vanligt i jämförelse med män i samma situation. Eftersom skillnaden bara delvis kan förklaras av att kvinnor ger mer omfattande omsorg, väcks frågan om varför skillnaden är så stor. Tar kvinnor ett större övergripande ansvar för den närstående med omsorgsbehov? Och innebär kvinnors större svårigheter att fokusera på arbetet att det är svårare för kvinnliga omsorgsgivare att vara kvar i yrkeslivet?

Studien visar också att det är mycket vanligt att använda kompledighet och semesterdagar för att hjälpa en närstående, framför allt bland kvinnliga omsorgsgivare. En tidigare analys av samma material visar att kvinnliga omsorgsgivare i betydligt högre grad än manliga upplever psykiska och fysiska påfrestningar och brist på tid för egna aktiviteter (Szebehely m.fl. 2014). Är det ett uttryck för att kvinnors omsorgsansvar är mer betungande? Vad innebär i så fall

att fler kvinnor använder semester och kompledighet för att ge omsorg för deras möjligheter till återhämtning från arbetet?

När det gäller övriga former av ledighet för att ge anhörigomsorg finns det inga könsskillnader. Medan närmare en femtedel av omsorgsgivarna har tagit enstaka dagar tjänstledigt med eller utan lön, är det betydligt färre som har haft längre ledigheter från arbetet. Framför allt är det ytterst få (färre än en procent) av omsorgsgivarna som har haft en längre period (mer än 14 dagar) tjänstledighet med lön – tre gånger fler har varit lediga utan lön. Detta avspeglar de mycket begränsade rättigheterna till ledighet från arbetet med lön för att vårda en vuxen närstående.

Endast 2 procent av omsorgsgivarna som hjälper en närstående minst en gång i veckan har fått del av närståendepenningen. Denna socialförsäkring betraktas i ett internationellt perspektiv som en generös rättighet för ledighet vid en närståendes livshotande sjukdom, både vad gäller ersättningsnivå och utsträckning (se t.ex. Kröger & Yeandle 2013). Under 2012 utnyttjades ledigheten av drygt 10 000 kvinnor och knappt 4 000 män under i genomsnitt 11 dagar (Försäkringskassan 2013, s. 71).

Det är uppenbart att såväl närståendepenningen som annan betald ledighet för att ge omsorg är av begränsad betydelse för majoriteten av omsorgsgivarna. Det är i ljuset av dessa begränsningar som vi bör tolka att nära 7 procent av de kvinnliga och 3 procent av manliga omsorgsgivarna har sjukskrivit sig enstaka dagar för att kunna hjälpa en närstående (även en norsk studie har visat att sådan sjukskrivning förekommer bland omsorgsgivare; se Gautun & Hagen 2010).

De låga andelarna med närståendepenning och tjänstledighet bland omsorgsgivarna står i skarp kontrast till det faktum att betydligt fler, totalt uppskattningsvis 90 000 medelålders kvinnor och 50 000 män, har gått ner i arbetstid eller slutat arbeta helt genom att antingen säga upp sig eller gå i pension tidigare än de planerat.

5.6.1 Rätt till tjänstledighet och flexibla arbetstider för omsorgsgivare – ett jämställdhetsdilemma?

Skulle färre behöva lämna arbetslivet eller minska sin arbetstid om det funnes fler möjligheter till ledigheter för att vårda? Internationell forskning tyder på det, men pekar samtidigt på risker ur ett

jämställdhetsperspektiv. I länder där det finns mer utvecklade möjligheter att få ledigt från arbetet för att ge omsorg till vuxna närstående är det framför allt kvinnor som tar sådan ledighet. Dessa kvinnor får dels ett inkomstbortfall på kort och lång sikt (eftersom ersättningen inte motsvarar lönen), dels riskerar de bli mindre attraktiva på arbetsmarknaden (Glendinning m.fl. 2009). Om det handlar om rätt till enstaka dagars ledighet med lön, till exempel för att följa en närstående till läkare eller för kontakter med andra vårdgivare, är denna risk mindre, men inte obefintlig.

Ur jämställdhetsperspektiv är rätt till längre ledigheter för att vårda mycket mer tveksamt (se diskussion hos Ulmanen 2009). Internationella studier visar att sådana ledigheter oftast utnyttjas av kvinnor med svag förankring till arbetsmarknaden, som därmed riskerar att få en ännu mer utsatt position. Det skulle dessutom stå i strid även med de omsorgsbehövandes intressen. De allra flesta äldre i Sverige föredrar att få hjälp från hemtjänsten framför barnens och andra släktingars hjälp – endast var tionde äldre person föredrar att få hjälp från en närstående utanför det egna hushållet med husliga uppgifter som städning eller tvätt, och ännu färre vill ta emot personligt omvårdande hjälp med bad eller påklädning från barnen (Szebehely & Trydegård 2007).

För den som ger anhörigomsorg är förvärvsarbetet inte bara viktigt ur ekonomisk synpunkt på kort och lång sikt; arbetet ses ofta som en fristad från omsorgsansvaret. För att kunna kombinera anhörigomsorg och förvärvsarbete betonar den internationella forskningen betydelsen av flexibla arbetstider (se t.ex. Arksey 2002). En amerikansk studie visar att kvinnor som gav anhörigomsorg hade 50 procent större chans att vara kvar i arbetet efter två år om de arbetade i företag med rätt till flextid jämfört med kvinnor i samma situation men utan möjlighet till flexibla arbetstider (OECD 2011, s. 124).

I Storbritannien har den som vårdar en närstående rätt att begära flexibla arbetstider, t.ex. att förskjuta sina arbetstider eller arbeta viss del av dagen från hemmet. Arbetsgivaren kan avslå en sådan ansökan men måste ange ett rimligt skäl. Det finns ingen sammanställning av hur vanligt det är med sådana ansökningar och i vad mån de beviljas (Glendinning m.fl. 2009). Det finns dock forskning som tyder på att anhörigvårdare inte vill tala om för sin arbetsgivare att de har ett omsorgsansvar och än mindre begära anpassade arbetstider i rädsla för att missgynnas karriär- och lönemässigt (Kröger & Yeandle 2013). I många yrken kan rätten till

flexibla arbetstider dessutom ha negativa konsekvenser för arbetets organisering, till exempel att de anställda i ökad utsträckning behandlas som sinsemellan utbytbara (Crompton 2002).

5.6.2 Betydelsen av välutbyggda och välfungerande omsorgstjänster

För den enskilda omsorgsgivaren kan det i vissa skeden i livet vara viktigt med flexibla arbetstider eller en tillfällig ledighet för anhörigomsorg. Detta kan dock aldrig vara de viktigaste formerna av stöd för den som är anhörig till en omsorgsbehövande person. Såväl svensk som internationell forskning visar att välfungerande omsorgstjänster är avgörande för att kunna kombinera omsorgsansvar och förvärvsarbete. Ju mer välutbyggda samhällets omsorgsinsatser är, desto mindre påverkade är närstående till personer som behöver hjälp p.g.a. hög ålder, långvarig sjukdom eller funktionsnedsättning.

I ett internationellt perspektiv är det betydligt fler kvinnor än män i förvärvsaktiv ålder som ger omfattande omsorg till anhöriga. Därför avlastar välutbyggda omsorgstjänster framför allt döttrar och andra kvinnor från tidskrävande omsorgsinsatser (Schmid m.fl. 2012). De offentligt finansierade tjänsterna är särskilt viktiga för att lågutbildade kvinnor som inte har råd att köpa privata tjänster ska kunna förvärvsarbeta (Saraceno 2010). Den offentligt finansierade omsorgssektorn utgör samtidigt en viktig arbetsmarknad, inte minst för lågutbildade kvinnor.

Det är därför inte så förvånande att ju mer pengar ett land avsätter till omsorgstjänster för äldre och för personer med funktionsnedsättningar, desto fler medelålders kvinnor är i förvärvarbete. Sverige avsätter mer offentliga medel på omsorgstjänster för äldre och funktionshindrade än andra EU-länder, och förvärvsfrekvensen bland medelålders kvinnor är högst i EU (se Figur 5.2).9Det här sambandet är dubbelriktat: ju fler kvinnor (och män) i förvärvsarbete, desto större blir skattebasen och desto mer pengar kan användas för omsorg eller andra delar av den gemensamma välfärden.

9 Det starka sambandet i Figur 5.2 drivs helt av de tre nordiska länderna Sverige, Finland och Danmark, som avsätter betydligt mer offentliga resurser för omsorg och samtidigt har högre kvinnlig förvärvsfrekvens än de andra europeiska länderna. Utan dessa tre länder finns således inget statistiskt säkerställt samband mellan resurser till omsorg och kvinnlig förvärvsfrekvens.

Figur 5.2 Medelålders kvinnors förvärvsarbete och offentliga resurser för äldreomsorg och insatser för personer med funktionsnedsättningar i ett antal EU-länder år 2005

Källa: Szebehely 2010 s.

86; byggd på Eurostat 2008, s. 207 och OECD 2006 tabell 1.1.

Därför är det oroande att de offentliga resurserna för äldreomsorgen sedan flera decennier inte har hållit jämna steg med ökningen av antalet äldre i Sverige. Mellan år 1980 och 2012 minskade andelen av befolkningen 80 år och äldre som fick del av äldreomsorgen från 62 till 37 procent. Först minskade framför allt hemtjänsten, men efter år 2000 har det skett en dramatisk minskning av antalet äldreboendeplatser – nästan var fjärde plats har försvunnit på ett decennium, och hemtjänsten har inte kunnat kompensera för minskningen. Antalet äldre hemtjänstmottagare har visserligen ökat under det senaste decenniet, men den hjälp som ges i hemmet är betydligt mindre omfattande än den hjälp som ges i äldreboenden (Szebehely & Ulmanen 2012). I takt med minskningen av äldreomsorgen är det allt fler äldre som får hjälp av närstående – i första hand från de medelålders barnen, och alldeles särskilt från döttrarna (se t.ex. Sundström m.fl. 2002, Johansson m.fl. 2003, Szebehely & Ulmanen 2012).

SE

FI

DK

UK

PT

DE

NL

IE

FR

CZ

ES

LU

AT

EL HU

BE

IT

PL

R² = 0,5749

0 10 20 30 40 50 60 70 80

0

0,5

1

1,5

2

2,5

3

3,5

Fö rvär vsf rekven s kvi nn or 55 -64år

Offentliga resurser för äldre- och handikappomsorg som % av BNP

Under en längre tid utvecklades de offentliga insatserna för personer under 65 år med funktionsnedsättningar i en betydligt mer generös riktning (se t.ex. Szebehely 2011). I motsats till situationen för de äldre så innebar Handikappreformen 1994, framför allt införandet av personlig assistans, att vuxna med omfattande funktionsnedsättning över tid har blivit mindre beroende av sina närståendes omsorg.10 Långt ifrån alla personer med funktionsnedsättning har dock rätt till assistans, och bland dem med mindre omfattande omsorgsbehov har anhörigas omsorgsinsatser ökat på samma sätt som bland de äldre (Szebehely & Trydegård 2007). Under de senaste åren har det skett begränsningar även i rätten till personlig assistans – färre beviljas assistans och fler får sin assistans omprövad och indragen (Inspektionen för socialförsäkringen 2012). Risken är uppenbar att minskad tillgänglighet till assistans får negativa konsekvenser inte bara för funktionshindrade personer utan också för deras närståendes möjligheter att förvärvsarbeta.

Det är viktigt för både den som ger och den som tar emot omsorg att anhörigomsorgen inte är påtvingad som följd av bristande tillgång till välfungerande omsorgstjänster. Därför innebär minskningen av äldreomsorg och de senaste årens åtstramningar av personlig assistans i praktiken en minskad valfrihet för omsorgens båda parter. Åtstramningen innebär därmed att den som är närstående till en omsorgsbehövande äldre eller yngre person har fått minskade möjligheter att förvärvsarbeta på samma villkor som andra. Det är en välfärdspolitisk och jämställdhetspolitisk utmaning att vända den trenden.

10 Personlig assistans infördes 1994 som en del av LSS, Lagen om stöd och service till vissa funktionshindrade, som gav tre avgränsade grupper av personer med vissa funktionsnedsättningar rätt till ett antal specifika rättigheter.

Referenser

Alber, J. & U. Köhler (2004). Health and Care in an Enlarged

Europe. Dublin: European Foundation for the Improvement of

Living and Working Conditions. Arksey, H. (2002). Combining informal care and work: supporting

carers in the workplace. Health and Social Care in the Commu-

nity, 10, 151–161.

Brandt, M., K. Haberkern & M. Szydlik (2009). Intergenerational

help and care in Europe, European Sociological Review, 25, 585– 601. Crompton, R. (2002). Employment, flexible working and the

family, British Journal of Sociology, 53 (4): 537–558. Daatland, S.O. & A. Lowenstein (2005). Intergenerational soli-

darity and the family welfare state balance, European Journal of

Ageing, 2, 174–182.

Eurobarometer (2007). Health and long-term care in the European

Union.

Eurostat (2008). Europe in figures – Eurostat yearbook 2008. Fast, J., D. Williamson & N. Keating (1999). The hidden costs of

informal elder care, Journal of Family and Economic Issues, 20, 301–326. Folkhälsoinstitutet (2013). Nationella folkhälsoenkäten,

http://www.fhi.se/Statistik-uppfoljning/Nationellafolkhalsoenkaten/Sociala-relationer/ Försäkringskassan (2013). Socialförsäkringen i siffror 2013. Gautun, H. & K. Hagen (2010). How do middle-aged employees

combine work with caring for elderly parents? Community,

Work & Family, 13 (4): 393–409.

Glendinning, C. m.fl. (2009). Care Provision within Families and

its Socio-Economic Impact on Care Providers, University of

York; Social Policy Research Unit. Inspektionen för Socialförsäkringen (2012). Utfall av beslut om

statlig assistansersättning. Rapport 2012:18.

Jeppsson Grassman E (2005). Informella stöd- och hjälpinsatser. I:

Olsson L-E, Svedberg L & Jeppsson Grassman E, red. Medbor-

garnas insatser och engagemang i civilsamhället. Rapport till justitie-

departementet.

Jeppsson Grassman, E., A. Whitaker & A. Taghizadeh Larsson

(2009). Family as failure? The role of informal help-givers to disabled people in Sweden, Scandinavian Journal of Disability

Research, 11 (1):35–49.

Johansson, L., H. Long & M. Parker (2011). Informal caregiving

for elders in Sweden: An analysis of current policy developments, Journal of Aging & Social Policy, 23, 335–353. Johansson, L., G. Sundström & L.B. Hassing (2003). State provis-

ion down, offspring’s up: the reverse substitution of old-age care in Sweden, Ageing & Society, 23, 269–280. Kröger, T. & S. Yeandle (eds.)(2013). Combining Paid Work and

Family Care. Policies and experiences in international perspective.

Bristol: Policy Press. Lilly, M., A. Laporte & P.C. Coyte (2007). Labor market work and

home care’s unpaid caregivers: A systematic review of labour force participation rates, predictors of labor market withdrawal, and hours of work. The Milbank Quarterly, 85, 641–690. OECD (2006). Projecting OECD Health and Long-Term Care

Expenditures. What are the Main Drivers? Economics Depart-

ment Working Papers No. 477. OECD (2011). Help Wanted? Providing and Paying for Long-Term

Care, Paris: OECD Publishing.

Pickard, L. (2004). Caring for older people and employment. A

review of literature prepared for the Audit Commission. London:

London School of Economics. Rodrigues, R., M. Huber & G. Lamura (eds.) (2012). Facts and

Figures on Healthy Ageing and Long-term Care. Vienna: Euro-

pean Centre for Social Welfare Policy and Research. Sand, A.-B. (2010). Anhöriga som kombinerar förvärvsarbete och

anhörigomsorg. En kunskapsöversikt. Nationellt kompetenscent-

rum Anhöriga 2010:1. Saraceno, C. (2010). Social inequalities in facing old-age depen-

dency: a bi-generational perspective. Journal of European Social

Policy, 20, 32–44.

Schmid, T., M. Brandt & K. Haberkern (2012). Gendered support

to older parents: do welfare states matter? European Journal of

Ageing, 9, 39–50.

Socialstyrelsen (2007). Kommunernas anhörigstöd. Utvecklingsläget

2006.

Socialstyrelsen (2012). Anhöriga som ger omsorg till närstående –

omfattning och konsekvenser.

Socialstyrelsen (2013a). Vad tycker de äldre om äldreomsorgen? Socialstyrelsen (2013b). Tillståndet och utvecklingen inom hälso- och

sjukvård och socialtjänst. Lägesrapport 2013.

Sundström, G., L. Johansson & L. Hassing (2002). The Shifting

Balance of Long-Term Care in Sweden, The Gerontologist, 42, 350–355. Szebehely. M. (2006). Informella hjälpgivare. I: Vogel, J. & L. Häll

(red.) Äldres levnadsförhållanden. Stockholm: SCB. Szebehely, M. (2010) Äldreomsorg i kris? I: Global kris – håller

välfärdssystemen? Socialförsäkringsrapport 2010:6. Stockholm:

Försäkringskassan. Szebehely, M. (2011). Insatser för äldre och funktionshindrade i

privat regi. I: Hartman, L. (red.) Konkurrensens konsekvenser.

Vad händer med svensk välfärd? Stockholm: SNS förlag.

Szebehely, M. & G.-B. Trydegård G (2007). Omsorgstjänster för

äldre och funktionshindrade: skilda villkor, skilda trender? Soci-

alvetenskaplig tidskrift, 14, 197–219.

Szebehely, M. & P. Ulmanen (2012). Äldreomsorgens utveckling och

betydelse för medelålders barns förvärvsarbete. Stockholm: Kom-

munal. Szebehely, M., P. Ulmanen & A.-B. Sand (2014). Att ge omsorg mitt

i livet: hur påverkar det arbete och försörjning? Stockholms uni-

versitet: Institutionen för social arbete. Ulmanen, P. (2009). Anhörigomsorgens pris för döttrar och söner

till omsorgsbehövande äldre. I: Gunnarsson, E. & M. Szebehely (red.) Genus i omsorgens vardag, Stockholm: Gothia. Ulmanen, P. (2013). Working daughters: a blind spot in Swedish

eldercare policy, Social Politics, 20 (1):65–87.

6. Rengöring, Underhåll och Tvätt: Betydelsen av RUT-avdrag för kvinnors arbetsmarknadsutbud

Karin Halldén och Anders Stenberg

6.1 Inledning

Detta kapitel syftar till att undersöka om köp av hushållsnära tjänster med RUT-avdraget inverkar på svenska kvinnors arbetsmarknadsdeltagande. Denna fråga är intressant då skillnader mellan kvinnor och män på arbetsmarknaden till kvinnors nackdel ofta kopplas till det faktum att kvinnor utför merparten av det obetalda arbetet i hemmet (Treas och Drobnič 2010) och att RUT-avdragets implementerande bland annat motiverades av att det skulle öka möjligheterna för kvinnor att kombinera familj och arbetsmarknadskarriär.

År 2010 utförde kvinnor i Sverige ungefär 15 timmars hushållsarbete i veckan jämfört med 11 timmar i veckan för män (kapitel 4).1Könsskillnaderna har minskat över tid vilket bland annat beror på att mäns genomsnittliga tid i hemarbete har ökat något sedan 1970-talet. Framför allt kan det dock relateras till att kvinnor gör mindre hushållsarbete jämfört med tidigare (Boye och Evertsson 2014; Evertsson och Nermo 2004; Hook 2006, 2010). Könsgapet i hushållsarbete är störst bland par med barn. Mäns tid i hushållsarbete förändras lite eller inte alls vid föräldraskap, medan kvinnor tenderar att öka sin tid i hushållsarbete när de blir mödrar (Baxter m.fl. 2008; Boye och Evertsson 2014; Kühhirt 2012; se även kapitel 4 i denna volym). Skillnaderna i hushållsarbete brukar i huvudsak förklaras med hjälp av tre olika typer av teorier; (1) det relativa resursperspektivet, (2) att kvinnor och män “gör kön” och (3) hushållsspecialisering. Det relativa resursperspektivet (relative resource

perspective) betonar olikheter inom relationen vad gäller resurser så

som inkomst eller utbildning (Brines 1994; Lennon och Rosenfield 1994). Partnern med mest resurser kan förhandla sig till mindre hushållsarbete (ett antagande här är således att hushållsarbete är någonting som individer försöker undvika). En annan teori menar att kvinnor “gör kön” (doing gender), det vill säga ser typiskt “kvinnligt” hushållsarbete som ett uttryck för kvinnlighet (Fenstermaker och West 2002; West och Zimmerman 1987). Hus-

1 I måttet ingår matlagning, disk, matinköp, tvätt, städning, klädvård samt underhåll av egendom, men inte barnomsorg eller fritidsaktiviteter.

hållsspecialiseringsteorin (Becker 1985, 1991; Mincer och Polachek 1974; Polachek 1981) argumenterar att hushållets nytta bäst maximeras genom specialisering på betalt arbete respektive obetalt hemarbete. Specialisering inom familjen relateras delvis till att kvinnor traditionellt ansvarat för hem och barn, och gör att män tenderar att specialisera sig på det betalda arbetet och kvinnor på det obetalda hemarbetet. Specialisering på tid- och energikrävande hemarbete gör potentiellt också att kvinnor investerar i annan typ av utbildning än män vilket kan förstärka könsskillnader på arbetsmarknaden.

Sedan 1960-talet har gapet mellan män och kvinnor i industrialiserade länder minskat vad gäller arbetskraftsdeltagande, politisk representation och utbildningsnivå (Charles 2011). Sverige brukar internationellt ofta presenteras som ett föregångsland vad avser jämställdhet (se till exempel Global Gender Gap Report 2011 från World Economic Forum). Trots detta tjänar svenska män mer än svenska kvinnor och även i Sverige är kvinnor underrepresenterade på högre arbetsmarknadsnivåer och på positioner med underställda. Dessa förhållanden gäller också justerat för faktorer så som utbildning och arbetslivserfarenhet (Albrecht m.fl. 2003; Bygren och Gähler 2012; Halldén 2011). Orsaker till dessa ”oförklarade” könsskillnader på arbetsmarknaden härleds ofta till arbetsgivardiskriminering och/eller till skillnader i fördelningen av hushållsarbete och i ansvar för hem och barn. Empirisk forskning har i regel funnit stöd för hypotesen om ett negativt samband mellan hushållsarbete och kvinnors relativa resurser jämfört med partnern, i form av inkomst eller utbildning, också när hänsyn tagits till antalet timmar i betalt arbete (Bianchi m.fl. 2000, Bittman m.fl. 2003; Evertsson och Nermo 2007). Det finns också ett positivt samband mellan hushållsinkomst och köp av hushållstjänster (Alcón m.fl. 2002; Treas och De Ruijter 2008; Van Der Lippe m.fl. 2004). Kvinnors inkomster används i högre utsträckning för att köpa in tjänster som klassas som “kvinnliga” hushållssysslor, medan mäns inkomster används till att köpa hushållssysslor som anses vara typiskt “manliga” (Treas och De Ruijter 2008). Hushåll där kvinnan har hög yrkesposition och hög inkomst spenderar mer pengar på hushållsnära tjänster och restaurangbesök jämfört med andra familjer, kontrollerat för hushållets totala inkomst (Cohen 1998; Gupta 2007; Treas och De Ruijter 2008). För sannolikheten att köpa hushållstjänster kan kvinnors inkomster ha nära dubbelt så stor effekt jämfört med

mäns inkomster (Cohen 1998). Vi vet dock mindre om hur köp av hushållstjänster inverkar på kvinnors arbetsutbud.

Syftet med detta kapitel är således att undersöka om, och i vilken utsträckning, köp av hushållsnära tjänster påverkar svenska kvinnors arbetsmarknadsdeltagande. Vi studerar denna fråga genom att utnyttja den variation som uppstod när det så kallade RUTavdraget2introducerades i Sverige år 2007, vilket sänkte priset på hushållsnära tjänster med upp till 50 procent3. I kapitlets empiriska del fokuserar vi på gifta kvinnor i åldern 25–55 år och använder registeruppgifter för hushålls årliga RUT-avdrag som ett mått på frigjord tid i hushållet, vilka sedan jämförs med förändringar i årsinkomster.

I det följande redogör vi för forskning om de som tillhandahåller (utövar) respektive köper (brukar) hushållsnära tjänster på den svenska arbetsmarknaden. Nästa avsnitt behandlar internationell forskning om förändringar i kvinnors arbetsutbud till följd av ökad tillgång till extern barnomsorg och hushållsnära tjänster. Efter detta följer kapitlets empiriska avsnitt med beskrivning av frågeställning, datamaterial, metod samt resultat. Kapitlet avslutas med en diskussion av resultaten.

6.2 Forskning om utövarna: Hushållsnära tjänster och arbetsvillkor i Sverige

RUT-reformen föregicks av en intensiv debatt4 där motståndare till reformen hävdade att den föreslagna skatterabatten framförallt gynnade höginkomsttagare och skulle bidra till ökade sociala klyftor och exploatering av lågkvalificerad, utländsk arbetskraft med låga löner och dåliga arbetsvillkor (Gavanas och Calleman 2013; Kvist och Peterson 2010). De som förespråkade reformen menade att RUT-avdraget skulle minska svart arbete inom hushållssektorn vilket skulle ge ökade skatteintäkter och förbättra arbetsvillkoren inom sektorn för hushållsnära tjänster (Kvist 2013; Kvist och

2 RUT är en förkortning av rengöring, underhåll och tvätt. Det skall nämnas att RUTavdraget egentligen inte är ett avdrag utan en skattereduktion. 3 Skattereduktionen vid köp av hushållsnära tjänster (för arbetskostnaden inklusive moms) är 50 procent och uppgår till 50 000 kronor årligen. Ett hushåll bestående av två vuxna kan således få upp till 100 000 kronors skattereduktion per år (Skatteverket 2011). 4 Redan 1993 lades ett förslag på skattelättnader för hushållsnära tjänster som skapade debatt liknande den som föregick RUT-avdragets implementering år 2007. Debatten kring 1993 års förslag kallades ”pigdebatten” – en benämning som även kom att beteckna den senare debatten.

Peterson 2010; Prop. 2006/07:94). Det skulle också underlätta ”livspusslet” för kvinnor som kombinerar familj och arbete och på så sätt gynna jämställdheten på arbetsmarknaden (Ibid.).

Över tid har kritiken mot RUT-avdraget minskat och debatten som först handlade om jämlikhet mellan sociala grupper i samhället har senare kommit att handla om integration på arbetsmarknaden. Det verkar också ha skett en normförändring avseende synen på köp av hushållsnära tjänster (Gavanas och Calleman 2013; Lütz 2011) då antalet användare av RUT-avdraget nästan ökat linjärt för varje år – från cirka 46 000 år 2007 till 492 000 år 2012 (Skatteverket 2013). Både Miljöpartiet och Socialdemokraterna, som tidigare var emot skattelättnader för hushållstjänster, övergav 2011 kravet på att RUT-avdraget skall avskaffas.

Hushållsarbetarnas arbetsvillkor på den svenska arbetsmarknaden har undersökts med delvis motstridiga resultat vilka presenteras nedan. I Sverige är hushållsarbetare, i högre utsträckning än i andra länder, anställda av företag vilket innebär att privata hushåll är kunder och inte arbetsgivare5. Detta gör hushållsarbetare i Sverige mer lika andra arbetstagare avseende anställning. Det saknas dock ofta kollektivavtal inom hushållsbranschen och de flesta hushållsarbetare är inte fackligt anslutna (Gavanas och Calleman 2013). Förändrade regler avseende arbetskraftsinvandring har dessutom gjort det lättare för personer från länder utanför EU att arbeta med hushållstjänster i Sverige. Dessa personers arbetstillstånd är kopplade till en anställning vilket kan göra det svårt att hävda arbetsrelaterade rättigheter gentemot arbetsgivare (Calleman 2013; Gavanas 2010). Vidare förekommer det att svenska företag ingår avtal om hushållstjänster med bemanningsföretag i andra EUländer, vilket innebär att löner och arbetsvillkor i landet ifråga gäller även om arbetet de facto utförs i Sverige (Gavanas och Calleman 2013).

Gavanas (2010) har undersökt arbetsvillkoren för papperslösa flyktingar i hushållstjänstebranschen6. Hon pekar på att det bland annat förekommer sexuella trakasserier och exploatering. Med material från en enkätundersökning riktad till personalansvariga på

5 En anledning till detta är att det endast är företag med F-skattesedel som erhåller RUTavdrag. Sedan 1 juli 2009 finns det skattelättnader för privatpersoner som betalar arbetsgivaravgifter för hushållsarbete (till exempel om man har en barnflicka anställd i hushållet) (Prop. 2008/09:77). Detta har dock utnyttjats i mycket liten utsträckning (Gavanas och Calleman 2013). 6 En intervjustudie som omfattar totalt 30 intervjuer med chefer för företag i hushållstjänstebranschen, hushållsarbetare samt personer som arbetar på organisationer för hemlösa och flyktingar (både papperslösa och andra).

företag inom hushållstjänstemarknaden7finner Gavanas och Darin Mattsson (2011) att majoriteten av de anställda hushållsarbetarna är utrikesfödda kvinnor mellan 25 och 50 år. Den vanligaste anställningsformen är tillfällig anställning. Ett problem som lyfts fram av Gavanas och Darin Mattsson (2011) är att många kunder vill få fler tjänster utförda än de betalat för. Leppänen och Dahlberg (2012a, 2012b) rapporterar resultat som delvis motsäger de som nämnts ovan. Bland annat finner forskarna att merparten av de anställda är inrikes födda (drygt 78 procent) och att arbetsvillkoren för hushållsarbetare i många avseenden är bättre jämfört med anställda i städsektorn (till exempel vad gäller flexibilitet och självbestämmande). Vidare trivdes en överväldigande majoritet (93,9 procent) av de tillfrågade med arbetet. Leppänen och Dahlbergs resultat baseras dels på information från en enkät riktad till individer som arbetar med hushållsnära tjänster i södra Sverige8 och dels på uppgifter från 40 semistrukturerade intervjuer med både företagare och anställda inom hushållstjänstesektorn. De avvikande slutsatserna kan bero på att Leppänen och Dahlberg studerar individer som arbetar vitt (det vill säga sociala avgifter och skatt betalas av arbetsgivarna) på företag med fem eller fler anställda. Vidare har informationen inhämtats från hushållsarbetarna själva. Gavanas och Darin Mattssons (2011) resultat bygger, som nämnts ovan, på en enkät riktad till personalansvariga vid företag som sysslar med hushållstjänster9, medan Gavanas (2010) intervjuar 30 företagare och hushållsarbetare både från den formella och informella sektorn.

Det råder dock enighet om att det inom hushållstjänstebranschen finns en vit sektor med bättre arbetsvillkor och lön i enlighet med avtal som existerar parallellt med den svarta sektorn som karaktäriseras av sämre arbetsmiljö och låg ersättning10. Den ersättning hushållsarbetare erhåller för svartarbete har troligtvis sjunkit

7 Urvalet gjordes så att företag som inte ägnade sig åt hemstädning sorterades ut från ett slumpmässigt urval om 400 företag registrerade inom lokalvårdbranschen. 8 249 personer från 89 företag i Skåne, Blekinge, Halland och Kronoberg besvarade enkäten. 9 67 av 298 utskickade enkäter besvarades. 10 En begränsning med analysen i detta kapitel är att vi inte kan identifiera hushåll som köper hushållstjänster svart. Enligt Skatteverkets (2011) beräkningar för år 2005 betalades 780 miljoner kronor ut svart i ersättning för hushållsnära tjänster. En nyligen utförd utvärdering tyder på att skattereduktionen hittills endast inverkat marginellt på andelen svart arbete inom hushållssektorn (8 till 12 procent beroende på beräkningsmetod) (Skatteverket 2011). Leppänen och Dahlbergs (2012a) studie visar att drygt 17 procent av respondenterna hade arbetat svart med städning och att 4 procent gjorde det för närvarande. Vidare framgick att 22 procent hade fått förfrågan från kunder om svartjobb. Forskning indikerar att marknaden för vita och svarta hushållstjänster exsisterar parallellt och delvis överlappar, då många företag och arbetare inom hushållstjänstebranschen arbetar både svart och vitt (Gavanas 2013; Gavanas och Calleman 2013).

till följd av skattesubventioneringen (Gavanas och Darin Mattsson 2011). Enligt Gavanans (2010) är kunskaper i svenska och migrationsstatus (det vill säga om individen har arbets- och uppehållstillstånd) faktorer som tillsammans med socialt nätverk är avgörande för om hushållsarbetare är anställda svart eller vitt. Papperslösa migranter är exempel på en kategori som är överrepresenterad inom den svarta hushållstjänstesektorn (Ibid.).

Sedan 2007, då RUT-avdraget infördes, har antalet företag som utför hushållsnära tjänster ökat kraftigt (Skatteverket 2011). Av företagen som utförde dessa tjänster år 2010 var 60 procent registrerade senare än 2006. Merparten av de personer som startat nya företag inom städsektorn är utlandsfödda kvinnor (SCB 2012). Detta kan tyda på att skattereduktionen har gynnat arbetsmarknadsmöjligheter för en grupp som vanligen ses som relativt marginaliserad. Det skall dock noteras att statistiken inte skiljer mellan företag som arbetar med städning i privata hushåll och lokalvård för företag.

6.3 Forskning om brukarna: RUT-reformen och köp av hushållsnära tjänster i Sverige

RUT-avdraget infördes 2007 och innebär en skattereduktion vid köp av hushållsnära tjänster som uppgår till 50 procent av arbetskostnaden inklusive moms. I genomsnitt representerar ett RUTavdrag om 175 kronor en timmes hushållsnära tjänster, det vill säga 3 500 kronor = 20 timmar och 7 000 kronor = 40 timmar. Hittills har RUT-avdraget nästan enbart använts för att subventionera städning (93 procent) (Skatteverket 2011).

Nedan beskriver vi förekomsten av RUT-avdrag mellan 2007 och 2010. Vi börjar med att presentera statistik avseende förekomsten av RUT-avdrag totalt sett (oavsett dess storlek) för individer respektive hushåll, samt andelen högutbildade och höginkomsttagare bland användarna. Redovisningen utgår då från alla som är 18 år och äldre och folkbokförda i Sverige. Vi visar sedan motsvarande statistik på andelar och antal för dem som gjort RUTavdrag om minst 5 000 kronor. Många gör endast små RUT-avdrag (till exempel fönsterputsning en–två gånger om året), men eftersom vi är intresserade av inverkan på arbetsutbudet är dessa hushåll mindre relevanta att studera. Då RUT-avdraget är kopplat till individer, och ett hushåll bestående av två vuxna således kan få

upp till 100 000 kronor i RUT-avdrag per år, visar vi värden både för enskilda individer och för hushåll. Begränsningar avseende data gör dock att vi inte kan identifiera hushåll bestående av sammanboende par som inte är gifta eller saknar gemensamma barn varför endast statistik för hushåll bestående av gifta par presenteras.

Figur 6.1 visar förekomsten av individuella RUT-avdrag mellan 2007 och 2010. Vi kan se att andelen individer som köpt hushållsnära tjänster med RUT-avdrag har ökat nästan linjärt från 0,6 procent (46 144 individer) år 2007 till strax över 4 procent (315 599 individer) år 2010. Ökning är än mer dramatisk om vi tittar på Figur 6.2 då andelen (och antalet) hushåll med RUTavdrag har stigit från cirka 1 procent (71 312 hushåll) år 2007 till nära 7 procent (501 042 hushåll) år 2010.

Figur 6.1 Andel och antal individer som gjort RUT-avdrag år 2007 till 2010 (både män och kvinnor är inkluderade), 18 år och äldre

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

RUT 2007 RUT 2008 RUT 2009 RUT 2010

Procent

0

50000 100000 150000 200000 250000 300000 350000

RUT 2007 RUT 2008 RUT 2009 RUT 2010

Antal

Individer

Individer

Figur 6.2 Andel och antal hushåll som gjort RUT-avdrag år 2007 till 2010 (både män och kvinnor är inkluderade), 18 år och äldre

Andelen högutbildade bland individer som gjort RUT-avdrag har minskat över tid från drygt 60 procent 2007 till cirka 45 procent år 2010 (Figur 6.3). För hushåll är motsvarande siffror 70 och 58 procent. I Figur 6.4 ser vi andelen höginkomsttagare bland individer och hushåll som gjort RUT-avdrag under åren 2007 till 2010. Andelen individer med årsinkomst över 75:te inkomstpercentilen bland RUT-användarna har minskat från drygt 44 procent år 2007 till cirka 32 procent år 2010, medan andelen höginkomsthushåll sjunkit från cirka 66 procent till 52 procent under motsvarande period.

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

RUT 2007 RUT 2008 RUT 2009 RUT 2010

0

100000 200000 300000 400000 500000 600000

RUT 2007 RUT 2008 RUT 2009 RUT 2010

Antal

Hushåll

Hushåll

Procent

Figur 6.3 Andel högutbildade bland dem som gjort RUT-avdrag år 2007– 2010 för individer och för hushåll (både män och kvinnor är inkluderade), 18 år och äldre

Not: Högutbildad definieras ovan som eftergymnasial utbildning som varat minst två år. Hushåll klassas som högutbildat om någon av partnerna har en dylik utbildning.

Figur 6.4 Andel över 75:te inkomstpercentilen bland dem som gjort RUTavdrag år 2007–2010 för individer och för hushåll (både män och kvinnor är inkluderade), 18 år och äldre

Not: Inkomst är här definierat som kontant bruttoårslön för individer och som disponibel årsinkomst summerad till familjenivå för hushåll. Inkomstpercentilerna är beräknade på individer/hushåll med årsinkomst >0.

Sammantaget har användandet av RUT-avdrag ökat kraftigt sedan dess införande år 2007. Vidare är RUT-avdrag mer vanligt förekommande i höginkomsttagarhushåll samt i hushåll där någon av partnerna har hög utbildning – även om andelen högutbildade och höginkomsttagare har minskat mellan år 2007 och 2010.

Vi fortsätter nu med att titta lite närmare på den grupp RUTavdragsanvändare vi främst fokuserar på i den empiriska delen av

0 10 20 30 40 50 60 70 80

RUT 2007 RUT 2008 RUT 2009 RUT 2010

Procent

0 10 20 30 40 50 60 70 80

RUT 2007 RUT 2008 RUT 2009 RUT 2010

Procent

Individer

Hushåll

0 10 20 30 40 50 60 70 80

RUT 2007 RUT 2008 RUT 2009 RUT 2010

Procent

0 10 20 30 40 50 60 70 80

RUT 2007 RUT 2008 RUT 2009 RUT 2010

Procent

Individer

Hushåll

kapitlet. Således presenterar vi liknande deskriptiv statistisk som tidigare för män och kvinnor som gjort RUT-avdrag över 5 000 kronor per år. Vi ser i Figur 6.5 att andelen individer som fått RUT-avdrag som överstiger 5 000 kronor har ökat från 0,07 procent (4 958 individer) år 2007 till strax över 1 procent (79 071 individer) år 2010. För hushåll låg motsvarande siffror på 0,12 procent (9 011 hushåll) 2007 och 1,94 procent (14 1365 hushåll) år 2010 (Figur 6.6).

Figur 6.5 Andel och antal individer som gjort RUT-avdrag >5 000 kronor år 2007 till 2010 (både män och kvinnor är inkluderade), 18 år och äldre

Figur 6.6 Andel och antal hushåll som gjort RUT-avdrag >5 000 kronor år 2007 till 2010 (både män och kvinnor är inkluderade), 18 år och äldre

Andelen högutbildade är överrepresenterade inom gruppen som gjort stora RUT-avdrag (både på individ- och på hushållsnivå) även om andelen i viss mån minskat över tid till 59 procent på individnivå och 73 procent på hushållsnivå år 2010 (Figur 6.7). Också

0 1 2 3 4 5

RUT 2007 RUT 2008 RUT 2009 RUT 2010

Procent

0

10000 20000 30000 40000 50000 60000 70000 80000 90000

RUT 2007 RUT 2008 RUT 2009 RUT 2010

Antal

Individer

Individer

0 1 2 3 4 5

RUT 2007 RUT 2008 RUT 2009 RUT 2010

Procent

0

20000 40000 60000 80000 100000 120000 140000 160000

RUT 2007 RUT 2008 RUT 2009 RUT 2010

Antal

Hushåll

Hushåll

andelen höginkomsttagare bland dem som gjort RUT-avdrag över 5 000 kronor har sjunkit mellan år 2007 och år 2010 – från ungefär 62 till 51 procent för individer och från 86,3 till 72,3 procent för hushåll (Figur 6.8). Den grupp vi studerar i våra empiriska analyser karaktäriseras således av att de har hög utbildning och höga inkomster.

Figur 6.7 Andel högutbildade bland dem som gjort RUT-avdrag >5 000 kronor år 2007 till 2010 för individer och för hushåll (både män och kvinnor är inkluderade), 18 år och äldre

Not: Högutbildad definieras ovan som eftergymnasial utbildning som varat minst två år. Hushåll klassas som högutbildat om någon av partnerna har en dylik utbildning.

0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100

RUT 2007 RUT 2008 RUT 2009 RUT 2010

Procent

0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100

RUT 2007 RUT 2008 RUT 2009 RUT 2010

Procent

Hushåll

Individer

Figur 6.8 Andel över 75:te inkomstpercentilen bland dem som gjort RUTavdrag >5 000 kronor år 2007 till 2010 för individer och för hushåll (både män och kvinnor är inkluderade), 18 år och äldre

Not: Inkomst är här definierat som kontant bruttoårslön för individer och som disponibel årsinkomst summerad till familjenivå för hushåll. Inkomstpercentilerna är beräknade på individer/hushåll med årsinkomst >0.

SCB (2011) visar att barnfamiljer och individer i åldrarna 35 till 44 år är överrepresenterade bland användarna. Bortsett från dessa grupper är äldre de som i störst utsträckning köper hushållstjänster med RUT-avdrag – ofta som komplement till kommunal eller privat hemtjänst (Gavanas 2013).

Givet fördelningen av det obetalda arbetet inom familjen har RUT-avdraget potentiellt stor betydelse för framförallt kvinnors arbetsutbud. En enkätundersökning utförd av Skatteverket (2011) visar att individer uppger att en timmes hushållsnära tjänster i genomsnitt ger en tidsvinst som motsvarar cirka 1,8 timmar. Ett hushåll som gör ett RUT-avdrag på 10 500 kronor under ett år köper in cirka 60 arbetstimmar, vilket motsvarar cirka 3 procent av antalet arbetstimmar för en heltidsarbetande (1,5 veckor av 50 på ett år). Om tidsvinsten är större än så (60 * 1,8 = 108 timmar, det vill säga nära tre heltidsveckor), är det rimligt att RUT-avdraget har någon form av effekt på arbetsutbudet. Det är dock en empirisk fråga om den tid som frigörs används till fritid, till ytterligare hushållsarbete eller till betalt arbete. Hittills har utvärderingar av den svenska reformen främst avsett om det skett en minskning av svart städarbete (Skatteverket 2011) eller om skattereformen har skapat

nya arbetstillfällen (Almega 2010), medan brukarperspektivet hittills är relativt outforskat.

6.4 Internationell forskning om kvinnors arbetsutbud då hushållets tidsrestriktion förändras

De senaste åren har ett antal studier hävdat att en minskning av det obetalda arbetet i hushållen leder till ett högre arbetskraftsdeltagande bland kvinnor. Internationella studier har bland annat analyserat betydelsen av en förändrad tillgång till offentliga förskolor (Berlinski och Galiani 2007; Cascio 2009; Gelbach 2002) respektive införandet av generösa bidrag för barnomsorg (Baker m.fl. 2008; Lefebvre och Merrigan 2008). Dessa reformer innebär potentiellt stora tidsvinster för föräldrar. Det är därför kanske inte så förvånande att de också visar tydliga effekter på kvinnors arbetsmarknadsdeltagande.

Andra studier har analyserat inflöden av lågkvalificerad arbetskraft via immigration, som kan tänkas sänka kostnader för hushållsnära tjänster. Resultaten visar en ökning av högkvalificerade kvinnors tid i betalt arbete (Cortés och Pan 2013; Cortés och Tessada 2011), särskilt om småbarn eller äldre bor i hushållet (Farré m.fl. 2011).

Ovanstående studier besvarar i stort den teoretiska frågan om en minskning av det obetalda arbetet i hushållet ökar kvinnors arbetskraftsdeltagande. Ur ett policyperspektiv är det dock relevant att också veta något om storleksordningen i relationen mellan hushållens tidsvinster och kvinnors arbetsutbud. Cascio (2009) finner att förekomsten av offentliga förskolor ökar kvinnors arbetstid med som mest 2,8 timmar per vecka, medan Berlinski och Galianos (2007) studie visar att arbetstiden ökar med 3 timmar. Motsvarande siffra i Lefebvre och Merrigans (2008) studie är 2–4,5 arbetstimmar per vecka. Att kvantitativt tolka sambandet mellan tidvinster avseende hushållsarbete och inkomstökningar kompliceras av att de reformer som studerats kan innebära stora tidsvinster för vissa familjer medan de som redan tidigare haft barnomsorg inte upplever någon förändring. Ingen av dessa studier har kunnat studera hur faktiska tidsvinster är kopplade till förändringar i inkomster.

Resultat som rapporterats för de nordiska länderna illustrerar svårigheten med att kvantifiera sambanden mellan tidsvinster relaterat till hushållsarbete och olika utfall. Lundin, Mörk och Öckert

(2008) fann till exempel ingen förändring av kvinnors arbetskraftsdeltagande till följd av införandet av maxtaxa på förskolan. Sannolikheten att maxtaxan skulle innebära en faktisk prissänkning för barnomsorg var större om familjens inkomst var hög (som i de hushåll där båda redan arbetade). Resultaten kan således tolkas som det förväntande (det vill säga ingen effekt). Havnes och Mogstad (2011) finner bara en mycket svag koppling mellan expansionen av förskoleplatser i Norge och kvinnors sysselsättningsgrad mellan åren 1976–1979. Under perioden ökade förskoleplatserna från 10 till 20 procent och resultaten kan tolkas som att effekten av utvidgningen i första hand berörde redan anställda kvinnor (andelen sysselsatta var då cirka 40 procent), i synnerhet då Leira (1992) rapporterar att icke-arbetande mödrars användning av förskoleplatser i Norge var relativt konstant under åren 1973–1985. Simonsen (2010) fann en liten men statistiskt signifikant negativ effekt av priset på barnomsorg på kvinnors arbetsutbud. Studien utnyttjade prisvariationen mellan danska kommuner gällande barnomsorg vilket mest berörde par med relativt höga inkomster. Simonsens tolkning av resultatet är därför att barnomsorg är mycket priskänsligt eftersom höginkomsttagare normalt är mindre priskänsliga än andra.

Sammanfattningsvis tycks merparten av ovanstående studier indikera att det finns ett positivt samband mellan hushållens tidsvinst, till följd av minskat hushållsarbete, och kvinnors arbetskraftsdeltagande. Det är dock betydligt svårare att ange den mer exakta relationen mellan dessa. I detta kapitel använder vi registerdata för att skatta tidsvinsterna för enskilda hushåll utifrån den summa hushållet spenderat på hushållsnära tjänster. Fördelen med detta är att vi kan göra en direkt koppling mellan olika hushålls tidsvinster och eventuellt ökade arbetsinkomster. Vi fokuserar i huvudsak på kvinnors arbetsinkomster. I Halldén och Stenberg (2013) finns resultat även redovisade för männen, som nedan endast berörs helt kort, samt en detaljerad diskussion om huruvida resultaten reflekterar kausala effekter.

6.5 Inverkar RUT-avdrag på kvinnors tid i betalt arbete?

Ovan presenterades vanliga förklaringsmodeller till varför det finns könsskillnader i fördelningen av hushållsarbete. Dessa säger dock väldigt lite om vad som händer då hushåll köper in hushållsnära

tjänster. Utifrån mikroekonomisk teori kan vi dock förenklat anta att medlemmarna i ett hushåll ägnar sig åt tre olika aktiviteter; hushållsarbete, fritid och arbete på arbetsmarknaden (vi kallar det här bara “arbete”). Inköp av hushållsnära tjänster innebär att tidsvinsten används till antingen fritid eller arbete (eller annat hushållsarbete) beroende på vilken aktivitet som ger högst nytta (marginalnytta). Frågan vi ställer i detta kapitel är om tidsvinsten används till arbete. Mer specifikt analyserar vi om årslöneinkomsten ökar för kvinnor i hushåll som gjort RUT-avdrag och om den ökar med RUT-avdragets storlek. En inkomstökning kopplad till RUTavdrag tolkar vi främst som att tiden i betalt arbete ökar, men det kan också avspegla att inköp av hushållsnära tjänster tillåter kvinnor att lägga mer energi och fokus på en arbetsmarknadskarriär vilket ökar produktiviteten och i förlängningen lönen (Becker 1985). Analyserna baseras på registerdata för Sveriges befolkning för åren 2000–2010 från LISA (Longitudinell Integrationsdatabas för

Sjukförsäkrings- och Arbetsmarknadsstudier) administrerad av SCB

samt information avseende om hushållet har använt sig av skattereduktioner för hushållsnära tjänster (RUT-avdrag)11.

Studier som undersöker effekter av reformer och policyprogram har ofta så kallade selektionsproblem, det vill säga systematiska skillnader mellan “deltagare” (i detta fall hushåll med RUT-avdrag) och “icke-deltagare” (i detta fall hushåll utan RUT-avdrag). Systematiska skillnader i till exempel motivation och hälsa mellan deltagare och icke-deltagare kan göra att vi antingen underskattar eller överskattar effekter av RUT-reformen. Bland kvinnor från hushåll som gjort RUT-avdrag är det till exempel jämförelsevis vanligare med hög utbildning och hög inkomst (se ovan). Ett sätt att försöka hantera detta är att jämföra individer från hushåll som är så lika varandra som möjligt utifrån en mängd olika faktorer, förutom att den ena gruppen använt RUT-avdrag12. De faktorer som justeras för är till exempel trender i arbetsinkomst, partnerns inkomst och transfereringar (inte minst föräldrapenning), samt ålder, familjesituation och regionala indikatorer. Detta gör att vi, trots initiala skillnader mellan individer i hushåll som använde respektive inte

11 RUT-avdrag kan göras av en hushållsmedlem, men i första hand påverka tidsanvändningen för partnern i hushållet. För att få tillförlitliga registeruppgifter om hushållstillhörighet avgränsar vi därför studien till gifta kvinnor (eftersom sammanboende par endast kan identifieras om de har gemensamma barn). Vidare studerar vi bara individer i åldrarna 25–55 år. Ytterligare en avgränsning är att vi bara undersöker kvinnor med en årsinkomst på 100 000 kronor eller mer (det år som hushållet gjorde RUT-avdraget). 12 Metoden kallas propensity score matching, se Halldén och Stenberg (2013) för detaljer.

använde RUT-avdrag, jämför personer som är lika. Lite slarvigt uttryckt kan man säga att metoden jämför ”fiktiva tvillingar”, det vill säga grupperna som jämförs är genomgående statistiskt likvärdiga med avseende på en stor mängd relevanta variabler från år 2000 fram till och med året för det första RUT-avdraget.

Som en utgångspunkt vill vi analysera de hushåll som gjorde sitt första RUT-avdrag år 2008 (många hushåll som gjorde RUTavdrag redan år 2007 köpte troligen hushållstjänster redan innan reformen och förändrade således inte sitt beteende varför vi utgår från år 2008). För gruppen utan RUT-avdrag år 2007, men ett avdrag år 2008, har vi ett mått som indikerar förändring av antalet köpta timmar hushållsnära tjänster (vilket anges av RUT-avdragets storlek). På motsvarande sätt kan vi analysera hushåll som gör sina första RUT-avdrag år 2009 (givet inget RUT-avdrag år 2007 och 2008) eller år 2010 (givet inget RUT-avdrag år 2007 till 2009). Med denna ansats kan vi testa trovärdigheten i våra resultat med ett så kallat “placebo-test”, vilket innebär att vi jämför arbetsutbudet för “deltagare” och “icke-deltagare” året innan det första RUT-avdraget gjordes. Om placebo-testet fungerar, och om vi lyckas kontrollera för alla icke-observerbara skillnader mellan “deltagare” och “ickedeltagare”, skall det inte finnas någon skillnad i inkomstökningar mellan de två grupperna (eftersom “deltagarna” inte gjorde något RUT-avdrag det året och således inte fått tidslättnader avseende hushållsarbete)13.

6.5.1 Vad karaktäriserar gifta kvinnor i hushåll som gjort RUT-avdrag?

Vi börjar den empiriska delen av vårt kapitel med att redovisa genomsnittliga karaktäristika för det delurval som ligger till grund för våra analyser, det vill säga gifta kvinnor i åldrarna 25–55 år med en årsinkomst om minst 100 000 kronor i hushåll som gjort RUTavdrag, och jämför dessa med gifta kvinnor i samma ålder i hushåll som inte använt RUT-avdrag. Tabell 6.1 visar att kvinnor i hushåll med RUT-avdrag i genomsnitt är lite yngre, att de har längre utbildning och att de arbetar i offentlig sektor i lägre utsträckning

13 I den mån våra (omfattande) förklarande variabler inte kontrollerar för köp av hushållnära tjänster kan svartarbete inom hushållssektorn innebära att vi underskattar eventuella effekter som orsakats av RUT-avdraget. Detta skulle inträffa om gruppen “deltagare” inkluderar hushåll som köpt hushållstjänster svart året omedelbart innan hushållets första RUT-avdrag registrerades.

än kvinnor i hushåll som inte använt RUT-avdrag. Vidare framgår en tydlig skillnad avseende både egen inkomst och hushållsinkomst då dessa är betydligt högre i hushåll som använt RUT-avdrag. År 2008 hade cirka 60 procent av de gifta kvinnorna i hushåll som gjort RUT-avdrag en treårig högskoleutbildning (denna andel var kring 50 procent år 2009 och 2010), jämfört med ungefär 30 procent för gifta kvinnor i hushåll som inte gjort RUT-avdrag. Det är också värt att notera att nära 37 procent av alla gifta kvinnor i hushåll som använde RUT-avdrag 2008 bodde i Stockholmstrakten (jämfört med drygt 20 procent för den andra kategorin.

Det är av vikt att notera att våra resultat avser hushåll med gifta kvinnor i åldern 25–55 år, där kvinnorna hade en årsinkomst om minst 100 000 kronor. Av dessa hushåll gjorde 4,5 procent RUTavdrag större än 5 000 kronor år 2010 (egna beräkningar). Om andelen följer den i princip linjära ökningen av RUT-avdrag som Skatteverket (2013) rapporterar kommer denna grupp att utgöra cirka 7,5 procent år 2012.

6.5.2 Finns det ett samband mellan RUT-avdrag och kvinnors arbetskraftsdeltagande?

För att analysera frågan om hushållstjänster skapar utrymme för ett ökat arbetskraftsutbud, behöver vi kunna mäta antalet timmar av hushållstjänster som köpts. Enligt en survey som genomfördes av Skatteverket år 2010 är den genomsnittliga skattereduktionen vid köp av en timmes hushållstjänster 175 kronor. Dock uppger köpare att den tidsvinst hushållet gör när de köper en timmes hushållstjänster (istället för att utföra arbetet själva) är 1.8 timmar (Skatteverket 2011). Detta innebär att ett RUT-avdrag på 7 000 kronor motsvarar ungefär 40 timmars hushållsarbete (7000/175), men frigör 72 timmar för hushållet, det vill säga nära två veckors heltidsarbete14.

Våra resultat visar ett signifikant samband mellan köp av hushållsnära tjänster och gifta kvinnors årsinkomster (se Tabell 6.2).15 De signifikanta effekter vi ser 2008 kan åtminstone delvis bero på en underrapportering av hushållens RUT-avdrag, då det var förknippat med betydligt mer administration än de följande åren (effekten totalt

14 7000/175=40. 40*1,8=72. 15 Resultaten för de totala urvalen är mindre intressanta eftersom andelen med små avdrag är mycket hög. Dessa visas således inte i Tabell 6.2.

uppgår 2008 till 3,3 procent)16. Vi diskuterar nedan därför främst resultaten från 2009 och 2010.

För att undersöka om köp av hushållstjänster påverkat kvinnors årliga arbetsinkomster delar vi in hushållen med RUT-avdrag i intervall om 5 000 kronor. De två lägsta intervallen har 1–4 999 respektive 5 000–9 999 kronors skatteavdrag. Dessa grupper köpte i genomsnitt motsvarande cirka 10 timmar respektive cirka 40 timmar hushållsnära tjänster per år. Detta grundas på det genomsnittliga avdraget, som för den senare gruppen var 7 000 kronor (7000/175 = 40). För det lägsta intervallet hittar vi som förväntat små och icke-signifikanta effekter (med undantag av 2008). För intervallet 5 000–9 999 finner vi dock positiva och statistiskt signifikanta resultat; ungefär 3,7 procent år 2009 och cirka 2,4 procent år 2010. Kategorin hushåll med RUT-avdrag i intervallet 10 000–14 999 kronor köpte i genomsnitt 70 timmars hushållstjänster per år, vilket troligtvis har frigjort tid motsvarande 125 timmar (1,8 x 70). Även här visar analysen en positiv och signifikant inverkan på inkomstökningar för gifta kvinnor, med 5,6 procent år 2009 och 7,4 procent år 2010. Slutligen studerar vi gruppen hushåll som fått 15 000 kronors skatteavdrag eller mer. Också här finner vi positiva och signifikanta effekter. Dock finner vi inte något tilltagande samband mellan RUT-avdragets storlek och arbetsinkomster för denna grupp. Detta kan tolkas som att det finns ett mindre intresse för att öka arbetsutbudet inom denna kategori. Alternativt kan det bero på att förekomsten av svartarbete året innan RUT-avdraget är större, och att vår modell inte lyckas kontrollera för detta tillräckligt väl – dock kunde vi då förvänta oss att övergången från svart till vit sektor skulle ha blivit mer ovanlig för varje år. Det samband vi ser mellan grupperna är stabilt över alla år och alla undergrupper vi studerat.

För att ytterligare kontrollera att våra resultat inte drivs av omvänd kausalitet, det vill säga att högre inkomst leder till köp av hushållstjänster, så gör vi så kallade placebo-tester (beskrivet ovan). För att kunna göra en kausal tolkning av effekten av RUT-avdrag på kvinnors arbetsutbud skall placebo-testen inte ge några signifikanta resultat eftersom de visar ”effekter” av RUT-avdraget året innan något RUT-avdrag gjordes. Resultaten av placebo-testerna är

16 För tjänster köpta innan den 1 juli 2009 fick köparen själv ansöka om skattereduktion. Den 1 juli 2009 infördes den så kallade fakturamodellen som innebär att köparen endast betalar det reducerade priset till näringsidkaren, som sedan i sin tur begär utbetalning av det resterande beloppet från Skatteverket (Skatteverket 2011).

generellt icke-signifikanta och stödjer därmed tolkningen att tidslättnader i hushållsarbete leder till att kvinnors arbetstid ökar. Det finns dock några gränsfall. Det gäller främst gruppen som igenomsnitt köpt 70 timmar hushållsnära tjänster (10 000–14 999 kronors RUT-avdrag). Placebo-estimaten ligger kring två procent för denna grupp, och även om de inte är statistiskt signifikanta med undantag av år 2010 för gruppen med RUT-avdrag i intervallet 1–4 499 kronor så föredrar vi att göra en försiktig tolkning och ser således resultaten som stöd för en effekt i storleksordning 4 procent snarare än kring 6 procent (5,6 och 7,4 vilket är vad estimaten visar för år

2009 och 2010)17.

Vi har även gjort motsvarande analyser som ovan för män. Resultaten pekar i samma riktning som för kvinnor men är överlag svagare, mindre stabila och i flera fall inte statistiskt signifikanta. Resultatet är förväntat givet att kvinnor gör merparten av allt hushållsarbete och således torde få större tidslättnader vid köp av hushållsnära tjänster.

Sammanfattningsvis finner vi en positiv relation mellan antalet timmar av köpta hushållstjänster och kvinnors årsarbetsinkomster. Då RUT-avdraget motsvarar cirka 40–80 timmar, vilket innebär cirka 2–4 procent av en helårsarbetstid (1–2 veckors heltidsarbete), finner vi att årsarbetsinkomsterna också ökar med motsvarande 2–4 procent. Denna ökning i inkomster ser ut att stanna av för personer i hushåll som köpt mer än 100 timmars hushållsarbete. Om vi tolkar resultaten utifrån enkätdata som indikerar att cirka 1,8 timmar frigörs för varje timme av inköpt hushållsarbete, implicerar våra resultat att dessa kvinnor använder ungefär 60 procent av den tid som frigörs till förvärvsarbete18.

6.6 Avslutande diskussion

Tidigare forskning tyder på att en minskning av kvinnors ansvar för hushåll och familj ökar kvinnors arbetsutbud. I detta kapitel undersöker vi sambandet mellan köp av hushållstjänster genom RUTavdrag och gifta kvinnors årsinkomster med svenska registerdata. Våra resultat visar att lättnader i hushållsarbete har en positiv effekt

17 För en mer utförlig analys och diskussion av resultaten, se Halldén och Stenberg (2013). 18 Denna tolkning bygger på följande resonemang: För gruppen som köpt 40 timmar frigörs 72 timmar (1,8 x 40), och 60 procent av 72 timmar blir ungefär 43 timmar, det vill säga drygt 2 procent av ett arbetsår. För gruppen som köpt 70 timmar frigörs 126 timmar (1,8 x 70) och 60 procent av detta är 75,6 timmar vilket är nära 4 procent av ett arbetsår.

på årliga arbetsinkomster för gifta kvinnor i åldern 25–55 med en årsinkomst om 100 000 kronor eller mer året innan RUT-avdraget. Givet att hushållet köpt minst 40 timmars hushållstjänster, vilket enligt enkätdata frigör ungefär 70 arbetstimmar under ett år, implicerar våra resultat att en heltidsarbetande kvinna i genomsnitt spenderar ungefär 60 procent av tidslättnaden på ökat arbetsmarknadsutbud. Med detta följer att motsvarande siffra för en gift kvinna som arbetar deltid (50 procent) är 30 procent. Sambandet avtar om hushållet köpt mer än 100 timmars hushållstjänster (vilket motsvarar frigjord tid som överstiger en månads heltidsarbete). Viktigt att notera är dock att vi inte kan skilja mellan löneökningar och fler arbetade timmar.

Vad gäller frågan om ökad jämställdhet på arbetsmarknaden, som var ett av argumenten för att införa skattelättnader för hushållsnära tjänster, så indikerar våra resultat att RUT-avdraget kan innebära ett minskat könslönegap, framförallt för kvinnor och hushåll i kategorin medel- och höginkomsttagare där könslönegapet tenderar att vara störst (Boye m.fl. 2014). Dock kan reformen också leda till att arbetsdelningen mellan kvinnor och män cementeras eftersom den inte per se innebär att män gör mer hushållsarbete och då kvinnor utgör merparten av de anställda som utför hushållsnära tjänster.

Offentliga interventioner för att stimulera hushållstjänstesektorn, som RUT-avdraget, kan påverka samhället på många olika sätt. En sammantagen skattning av RUT-avdragets alla effekter är således en mycket stor och svår uppgift. Vi har därför i detta kapitel avgränsat våra analyser till att undersöka effekten av RUTavdraget på gifta kvinnors arbetsutbud eftersom det var ett viktigt argument då reformen infördes. I hushåll med gifta kvinnor i åldrarna 25–55 med en årsinkomst om minst 100 000 kronor året före RUT-avdraget gjorde 4,5 procent RUT-avdrag om mer än 5 000 kronor år 2010. För dessa fann vi ökade årsinkomster. Det är dock en öppen fråga om de statliga resurser som spenderats på skattelättnader för hushållsnära tjänster, vilket för år 2010 uppgick till 1,4 miljarder kronor (Skatteverket 2011), kunde ha använts mer effektivt för att gynna kvinnors arbetsutbud och främja jämställdheten på arbetsmarknaden, till exempel genom förlängda öppettider inom barnomsorg och utökad hemtjänstservice för äldre.

Referenser

Albrecht, J., A. Björklund och S. Vroman (2003). ”Is there a glass

ceiling in Sweden?”, Journal of Labor Economics, 21:145–177. Alcón, E. M., P. G. Quiñones och L. R. Bermejo (2002). “House-

hold services in Spain: Some key explanatory factors”, The

Service Industries Journal, 22:92–121.

Almega (2010). Hemservice. Attityder och fakta kring hushållsnära

tjänster, Stockholm: Almega.

Baker, M., J. Gruber och K. Milligan (2008). ”Universal childcare,

maternal labor supply, and family well-being”, Journal of Politi-

cal Economy, 166:709–745.

Baxter, J., B. Hewitt och M. Haynes (2008). ”Life course tran-

sitions and housework: Marriage, parenthood, and time on housework”, Journal of Marriage and Family, 70:259–272. Becker, G. S. (1985). “Human capital, effort, and the sexual divi-

sion of labor”, Journal of Labor Economics, 3:33–58. Becker, G. S. (1991). A treatise on the family, Cambridge, Mass:

Harvard University Press. Berlinski, S. och S. Galiani (2007). ”The effect of a large expansion

of pre-primary school facilities on preschool attendance and maternal employment”, Labour Econnomics, 14:665–680. Bianchi, S. M., M. A. Milkie, L. C. Sayer och J. P. Robinson (2000).

“Is anyone doing the housework? Trends in the gender division of household labor”, Social Forces, 79:191–228. Bittman, M., P. England, L. S. Sayer, N. Folbre och G. Matheson

(2003). “When does gender trump money? Bargaining and time in Household Work”, American Journal of Sociology, 109:186– 214. Boye, K. och M. Evertsson (2014). ”Vem gör vad när? Kvinnors

och mäns tid i betalt och obetalt arbete” i Evertsson, M. och C. Magnusson (red.) Ojämlikhetens dimensioner. Uppväxtvillkor,

arbete och hälsa i Sverige, Stockholm: Liber förlag.

Boye, K., K. Halldén och C. Magnusson (2014). ”Könslönegapets

utveckling: Betydelsen av yrkets kvalifikationsnivå och familjeansvar” i Evertsson, M. och C. Magnusson (red.) Ojämlikhetens

dimensioner. Uppväxtvillkor, arbete och hälsa i Sverige, Stockholm:

Liber förlag.

Brines, J. (1994). “Economic dependency, gender, and the division

of labor at home”, American Journal of Sociology, 100:652–688. Bygren, M. och M. Gähler (2012). ”Family formation and men’s

and women’s attainment of workplace authority”, Social Forces, 90:795–816. Calleman, C. (2013). ”Arbetskraftsinvandring för arbete i privata

hushåll” i Gavanas, A. och C. Calleman (red.) Rena hem på

smutsiga villkor? Hushållstjänster, migration och globalisering,

Halmstad: Makadam. Cascio, E. U. (2009). ”Maternal labor supply and the introduction

of kindergartens into American public schools”, The Journal of

Human Resources, 44:140–170.

Charles, M. (2011). “A world of difference: International trends in

women’s economic status”, Annual Review of Sociology, 37:355– 371. Cohen, P. N. (1998). “Replacing housework in the service eco-

nomy: Gender, class, and race-ethnicity in service spending”,

Gender & Society, 12:219–231.

Cortés, P. och J. Y. Pan (2013). “Outsourcing household pro-

duction: Foreign domestic workers and native labor supply in Hong Kong”, Journal of Labor Economics, 31:327–371. Cortés, P. och J. Tessada (2011). ”Low-skilled immigration and the

labor supply of highly skilled women”, American Economic

Journal: Applied Economics, 3:88–123.

Evertsson, M. och M. Nermo (2004). ”Dependence within families

and the division of labor: comparing Sweden and the United States”, Journal of Marriage and Family, 66:1272–1286. Evertsson, M. och M. Nermo (2007). ”Changing resources and the

division of housework: A longitudinal study of Swedish couples”, European Sociological Review, 23:455–470. Farré, L., L. González och F. Ortega (2011). ”Immigration, family

responsibilities and the labor supply of skilled native women”,

The B.E. Journal of Economic Analysis & Policy, 11:1–46.

Fenstermaker, S. och C. West (reds.) (2002). Doing gender, doing

difference. Inequality, power, and institutional change, New York:

Routledge.

Gavanas, A. (2010). “Who cleans the welfare state? Migration,

informalization, social exclusion and domestic services in Sweden”, Institutet för Framtidsstudier: Arbetsrapport 2010:3. Gavanas, A. och A. Darin Mattsson (2011). ”Bland Rolexklockor

och smutsiga trosor. Om skattereduktioner och segmentering på den svenska hushållstjänstemarknaden”, Institutet för Fram-

tidsstudier: Arbetsrapport 2011:9.

Gavanas, A. (2013). ”Svart och vitt i äldres omsorgspussel”, i

Gavanas, A. och C. Calleman (red.) Rena hem på smutsiga vill-

kor? Hushållstjänster, migration och globalisering, Halmstad:

Makadam. Gavanas, A. och C. Calleman (2013). ”Introduktion”, i Gavanas, A.

och C. Calleman (red.) Rena hem på smutsiga villkor? Hushålls-

tjänster, migration och globalisering, Halmstad: Makadam.

Gelbach, J. B. (2002). “Public schooling form young children and

maternal labor supply”, The American Economic Review, 92:307–322. Gupta, S. (2007). “Autonomy, dependence, or display? The rela-

tionship between married women’s earnings and housework”,

Journal of Marriage and Family, 69:399–417.

Halldén, K. (2011). “Attaining authority: Cross-national variation

in the gender gap in high authority positions”, i What’s Sex Got

to Do with It? Women and Men in European Labour Markets,

Institutet för social forsknings avhandlingsserie nr. 85, Stockholms universitet. Halldén, K. och A. Stenberg (2013). ”The relationship between

hours of domestic services and female earnings: Panel register data evidence from a reform”, SOFI Working Paper 4/2103, Stockholms universitet. Havnes, T. och M. Mogstad (2011). ”Money for nothing? Univer-

sal child care and maternal employment”, Journal of Public Eco-

nomics, 95:1455–1465.

Hook, J. L. (2006). “Care in contaxt: Men’s unpaid work in 20

countries, 1965–2003”, American Sociological Review, 71:639– 660. Hook, J. L. (2010). “Gender inequality in the welfare state: Sex

segregation in housework, 1965–2003”, American Journal of

Sociology, 115:1480–1523.

Kühhirt, M. (2012). “Childbirth and the long-term division of

labour within couples: How do substitution, bargaining power, and norms affect parents’ time allocation in West Germany”,

European Sociological Review, 28:565–582.

Kvist, E. (2013). ”Inte bara rena hem. Om att driva företag och

organisera arbete inom den privata hushållstjänstebranschen”, i Gavanas, A. och C. Calleman (red.) Rena hem på smutsiga vill-

kor? Hushållstjänster, migration och globalisering, Halmstad:

Makadam. Kvist, E. och E. Peterson (2010). ”What has gender equality got to

do with it? An analysis of policy debates surrounding domestic services in the welfare states of Spain and Sweden”, NORA –

Nordic Journal of Feminist and Gender Research, 18:185–203.

Lefebvre, P. och P. Merrigan (2008). ”Child-care policy and the

labor supply of mothers with Young children: A natural experiment”, Journal of Labor Economics, 26:519–548. Leira, A. (1992). Welfare states and working mothers, Cambridge:

Cambridge University Press. Lennon, M. och S. Rosenfield (1994). “Relative fairness and the

division of housework: The importance of options”, American

Journal of Sociology, 61:5–20.

Leppänen, V. och L. Dahlberg (2012a). ”Vilka arbetar med vita

hushållsnära tjänster?”, Skrifter utgivna vid Högskolan i

Kristianstad, nr. 2 2012, Kristianstad University Press.

Leppänen, V. och L. Dahlberg (2012b). ”Arbetsvillkor och trivsel

bland anställda inom hushållsnära tjänster”, Skrifter utgivna vid

Högskolan i Kristianstad, nr. 3 2012, Kristianstad University

Press. Lundin, D., E. Mörk och B. Öckert (2008). ”How far can reduced

childcare prices push female labour supply?”, Labour Economics, 15:647–659. Lütz, H. (2011). The new maids. Transnational women and the care

economy, London och New York: Zed Books.

Mincer, J. och S. Polachek (1974). ”Family investments in human

capital: Earnings of women”, Journal of Political Economy, 82:76–108.

Polachek, S. (1981). “Occupational self selection: A human capital

approach to sex differences in occupation structure”, Review of

Economics and Statistics, 58:60–69.

Prop. (2006/07:94). Skattelättnader för hushållstjänster, m.m., Reger-

ingens proposition 2006/07:94. Prop. (2008/09:77). Ett enklare system för skattereduktion för hus-

hållsarbete, Regeringens proposition 2008/09:77.

SCB (2011). ”Fördubbling av hushåll med RUT-avdrag”, Välfärd,

nr 1. 2011, SCB. SCB (2012). ”Många nya företag i städbranschen”, Välfärd, nr 1.

2012, SCB. Simonsen, M. (2010). “Price of high-quality Daycare and Female

Employment”, Scandinavian Journal of Economics, 112(3):570– 594. Skatteverket (2011). ”Om RUT och ROT och VITT och SVART”,

Rapport 2011:1, Skatteverket. Skatteverket (2013). ”Intresse för RUT-avdrag ökar kraftigt”,

Pressmeddelande 2013-01-08, Skatteverket. Treas, J. och E. De Ruijter (2008). “Earnings and expenditures on

household services in married and cohabiting unions”, Journal of

Marriage and Family, 70:796–805.

Treas, J. och S. Drobnič (red.) (2010). Dividing the domestic. Men,

women, & household work in cross-national perspective, Stanford:

Stanford University Press. West, C. och D. Zimmerman (1987). ”Doing gender”, Gender &

Society, 1:125–151. World Economic Forum (2011). The global gender gap report 2011,

Geneva, Switzerland. Van Der Lippe, T., K. Tijdens och E. De Ruijter (2004). ”Outsour-

cing of domestic tasks and time-saving effects”, Journal of

Family Issues, 25:216–240.

Tabell 6.1 Deskriptiv statistik. Medelvärden för gifta kvinnor i åldrarna 25– 55 i hushåll som gjort och inte gjort RUT-avdrag år 2008, 2009 och 2010. Belopp i tusentals kronor. Individer med minst 100 000 kronor i årsinkomst året före första RUT-avdraget.

År då hushållet gjorde sitt första

RUT-avdrag

Inget RUT-

avdrag

2008 2009 2010

2008

Genomsnittligt RUT-avdrag

5.7

4.5

4.1

RUT-avdrag 1–4 999

.617 .758 .764

RUT-avdrag 5 000–9 999

.205 .144 .139

RUT-avdrag 10 000–14 999

.099 .047 .056

RUT-avdrag >14 999

.079 .051 .041

Ålder (t-1)

b)

41.64 * 40.85 * 39.83 *

43.46

Antalet barn i hushållet

b)

1.64 * 1.61 * 1.57

1.55

Inget gymnasium

.015 * .027 * .029 *

.073

Minst 3 års högskoleutbildning

.593 * .499 * .477 *

.295

Stockholms län

.366 * .296 * .310 *

.203

Norrlands inland

.011 * .013 * .018 *

.037

Offentlig sektor

.400 * .468 * .490 *

.578

Arbetslöshetsersättning > 0

.030 * .030 * .034 *

.062

Sjukersättning > 0

.107 * .113 * .107 *

.136

Socialbidrag > 0

.001 * .003 * .003 *

.007

Föräldraförsäkringsersättning t-3 17.6 * 15.2 * 15.8 *

8.1

Föräldraförsäkringsersättning t-2 18.7 * 17.2 * 16.2 *

7.1

Föräldraförsäkringsersättning t-1 14.8 *

12.3 * 11.7 *

4.2

Hushållsinkomst

865.7 * 726.3 * 697.5 *

548.1

  • över 99

onde

percentilen

.053 * .028 * .023 *

.008

  • över 95

te

percentilen

.226 * .140 * .116 *

.052

  • över 90

onde

percentilen

.371 * .247 * .224 *

.106

  • över 75

te

percentilen

.671 * .526 * .492 *

.292

  • över 50

onde

percentilen

.886 * .806 * .795 *

.610

Inkomst år 2000

b)

239.1 * 194.9 * 180.1 *

171.4

Inkomst t-3

b)

304.0 * 269.4 * 266.7 *

219.6

Inkomst t-2

b)

326.0 * 286.7 * 280.7 *

235.9

Inkomst t-1

b)

361.5 * 312.4 * 309.0 *

256.8

  • över 99

onde

percentilen

.073 * .033 * .023 *

.011

  • över 95

te

percentilen

.249 * .148 * .119 *

.061

  • över 90

onde

percentilen

.380 * .262 * .220 *

.128

  • över 75

te

percentilen

.605 * .491 * .445 *

.336

  • över 50

onde

percentilen

.811 * .745 * .720 *

.699

N

13,906 24,596 33,621

534,216

* t-test indikerar sannolikheten att genomsnitten för de med och utan RUT-avdrag skiljer sig åt.

b) Balanstest efter propensity score matching (se text) bekräftar att det inte finns genomsnittliga skillnader avseende ålder (30 ålderskategorier), antalet barn (6 kategorier) året innan RUT-avdraget och år 2000, barnens ålder (6 kategorier) året innan RUT-avdraget och år 2000, andel som är 55 år, antal år i utbildning (10 kategorier), andel utan gymnasium, andel med mindre än 3 års gymnasium, yrke (15 kategorier) and bransch (6 kategorier), nivå och förekomst av socialbidrag, arbetslöshetsersättning, sjukersättning, barnbidrag och studiebidrag år 2000 och året innan RUT-avdraget, genomsnittlig ålder vid eventuell immigration, ingen årsinkomst året innan RUT-avdraget och år 2000, genomsnittlig årsinkomst och hushållsinkomst varje år från år 2000 till året innan RUT-avdraget, de fem inkomstpercentilerna och hushållsinkomstperce ntilerna varje år från år 2000 till år innan första RUT-avdraget. Allt detta tillhandahålls av författarna vid förfrågan.

Tabell 6.2 Förändring av årsinkomster för gifta kvinnor i åldrarna 25–55 år. Resultat från propensity score matchningsestimat. Beroende variabel: Förändring i (logaritmerad) årsinkomst mått från året innan första RUT-avdraget. Endast individer med årsinkomster om 100 000 kronor eller mer året innan första RUT-avdraget gjordes.

Placebo”-skattningara)

Året hushållet gjorde sitt första RUT-avdrag

2008 2009 2010

2008 års

urval

2009 års

urval

2010 års

urval

RUT-avdrag 1–4 999

0210 * -.0069 -.0003 -.0075 -.0010 -.0154 *

NRUT: 8529/18528/25493 RUT-avdrag 5 000–9 999 .0880 * .0368 * .0239 * -.0020 -.0084 .0038 NRUT: 2845/3508/4626 RUT-avdrag 10 000–14 999 .0847 * .0560 * .0740 * .0074 .0178 .0213 NRUT: 1367/1135/1879 RUT-avdrag > 15 000 .0527 * .0423 * .0448 * .0133 .0151 .0097 NRUT: 1083/1254/1372

* t-test indikerar sannolikheten att genomsnitten för de med och utan RUT-avdrag skiljer sig åt.

a) Baserade på förändringen i inkomst två år innan första RUT-avdraget. Se Halldén och Stenberg (2013) för mer utförlig beskrivning.

b) NRUT avser antalet med RUT-avdrag inom respektive intervall 2008/2009/2010.

7. Föräldraledighet och karriär. Kvinnors och mäns lön efter en föräldraledighet.1

Marie Evertsson

7.1 Inledning

Studier har visat att kvinnors och mäns karriärutveckling följs åt relativt väl till dess att de kommer i barnafödande åldrar (t.ex. Bygren och Gähler 2012). När par får barn ökar inkomstgapet mellan kvinnan och mannen i familjen (Angelov, Johansson och Lindahl 2013). Kvinnor tar den största sammanhängande delen av föräldraledigheten och det är också vanligt att kvinnor arbetar deltid när barnen är små (t.ex. Kennerberg 2007). Även om tidsanvändningsstudier indikerar att mäns reella förvärvsarbetstid minskar något när de har små barn (SCB 2012) så är det fortfarande ovanligt att män arbetar deltid under småbarnsåren (Boye och Evertsson 2014).2

Mäns andel av de uttagna föräldrapenningdagarna har ökat successivt över tid och utgör i dag en knapp fjärdedel av alla dagar (Cedstrand 2012). Mäns föräldraledighet är i större utsträckning än kvinnors säsongsbetonat med ett ökat ledighetsuttag under somrarna samt kring jul och nyår (Johansson 2010). Sammantaget innebär detta att kvinnors ledighet i genomsnitt är både mer märkbar och mer kostsam för arbetsgivaren än vad mäns föräldraledighet är och kanske bidrar det till en statistisk diskriminering av kvinnor på arbetsmarknaden.3 Det faktum att ansvar för små barn

1 Jag vill tacka antologins författare, speciellt Ida Öun och Ann-Zofie Duvander, för värdefull feedback på tidiga versioner av kapitlet. Ett extra tack går till redaktörerna. Helen Eriksson, Mats Johansson, Trude Lappegård, Marianne Sundström och Jenny Säve-Söderberg diskuterade kapitlet med mig vid ett lunchseminarium anordnat av Stockholm University Linnaeus Center on Social Policy and Family Dynamics in Europe (SPaDE). Yvonne Åberg har diskuterat metod och variabler med mig. Tack alla! Försäkringskassan, Vetenskapsrådet (Dnr: 2008-1816) och SPaDE har bidragit till att finansiera forskningen som ligger till grund för kapitlet. 2 Föräldrar med barn under 8 år har möjlighet att reducera sin arbetstid till 75 procent av ordinarie arbetstid. Det är vanligt att kvinnor begär och ges möjlighet att arbeta deltid samtidigt som det tycks vara vanligare att män minskar sin arbetstid något utan att reducera sin betalda arbetstid (jfr. SCB 2012 och Boye och Evertsson 2014). 3 Statistisk diskriminering baseras på kunskap om statistiska genomsnitt och förväntningar på individer att de ska agera på liknande sätt som – i det här fallet – personer av samma kön. Ett exempel är om en arbetsgivare väljer att anställa en man istället för en lika (eller mer) kvalificerad kvinna eftersom förväntningarna är att kvinnan, med större sannolikhet än mannen, kommer att ta föräldraledigt och gå ner i arbetstid om han/hon får barn. Om vi utgår från att arbetsgivare vill minimera risken för framtida kostnader och det är ekonomiskt kostsamt att ersätta en föräldraledig anställd är det ekonomiskt rationellt – om än olagligt –

fortfarande är relativt ojämnt fördelat mellan kvinnor och män har anförts som en anledning till att könslönegapet varit stabilt under lång tid (t.ex. Angelov, Johansson och Lindahl 2013). Yngre kvinnor som inte redan har barn kan förväntas bli föräldrar och ta föräldraledigt under ett år eller mer medan motsvarande förutsägelse för män och deras föräldraledighet är mer osäkra. Det är inte lika vanligt att män tar föräldraledigt under en längre period när de får barn men äldre studier har visat att när män väl tar ledigt så straffas de för detta i större utsträckning än vad kvinnor gör, såtillvida att mäns löneutveckling påverkas mer negativt av föräldraledighet än kvinnors löneutveckling (Albrecht m.fl. 1999; Jansson, Pylkkänen och Valck 2003). Albrecht m.fl. har tolkat detta som att arbetsgivare kan uppfatta mäns föräldraledighet som en signal om lägre arbetsmotivation eller karriärintresse. Män har större möjligheter att välja att vara lediga (Bekkengen 2002) medan kvinnor förväntas vara hemma under minst sex månader (dvs. den tid mödrar enligt normen bör amma) och ofta längre. I det sammanhanget kan mäns ledighet av arbetsgivare tolkas som ett tecken på lågt intresse för jobbet.

Syftet här är att studera om och hur mödrars och fäders föräldrapenningsuttag påverkar lönen för de som fick sitt första barn i perioden 1993–1997, jämfört med 2000–2004, under en period av upp till sju år efter barnets födelseår. Jämförelsen av de två tidsperioderna motiveras av att fäders föräldrapenninguttag ökat och att förväntningarna på fäders agerande på arbetsmarknaden också kan ha ändrats, något som kan få betydelse för löneutvecklingen. Analysen baseras på data från Lönestrukturstatistiken samt det så kallade LISA-registret och hänsyn tas till individspecifika, stabila karakteristika som kan ha betydelse för såväl föräldraledighetslängd som löneutveckling. Om det med andra ord är så att vissa personer är mer benägna att ta lång ledighet och också satsa mindre på karriären och om detta karriärengagemang är en stabil egenskap så kontrollerar de statistiska modeller vi använder (så kallade Fixed Effect, FE-modeller) för detta. Modellerna tar dock inte hänsyn till eventuella förändringar i karriärengagemang som sker till följd av att individen får barn, såvida det inte fångas av de förändringsvariabler som inkluderas i modellerna. Värt att notera är att vi här inte

för arbetsgivaren att tillämpa statistisk diskriminering (se Thoursie 2005, för en utförlig diskussion av statistisk diskriminering).

vet exakt hur länge föräldrarna varit borta från arbetet då de kan ta ledigt utan att ta ut föräldrapenning.

7.2 Föräldraskapets betydelse för yrkeskarriären

Föräldraskapets betydelse för arbetsliv och karriär har varit och är än i dag mycket olika för kvinnor och män främst av tre anledningar. Den första är biologisk och har att göra med att kvinnan är havande, föder och är den som ammar barnet (i de fall barnet ammas) och därför är den som behöver vara hemma med barnet under dess första månader. Den andra anledningen till den ojämna fördelningen av barnansvaret har att göra med att kvinnor i genomsnitt tjänar mindre än män och att det därför är – åtminstone kortsiktigt – ekonomiskt rationellt att låta den med lägst inkomst (det vill säga mamman) ta den längsta föräldraledigheten och också reducera sin arbetstid när barn är små. Den tredje orsaken har att göra med normer och förväntade könsroller där moderskap i större utsträckning än faderskap föreskriver närhet mellan mor och barn och där modern förväntas vara hemma med barnet medan faderns uppgift i större utsträckning handlar om att försörja familjen (Kyle 2000). Även om traditionella normer om kvinnligt och manligt ändrats över tid tycks inte samhällsutvecklingen i alla avseenden ha hängt med och förväntningarna på mäns oavbrutna närvaro på arbetsmarknaden tycks vara fortsatt höga (jfr. Albrecht m.fl. 1999; Jansson, Pylkkänen och Valck 2003). Detta kan dels göra det svårare för män att vara borta från arbetet och dels ha betydelse för löne- och karriärutvecklingen när fäder som tar ledigt väl är tillbaka i arbete igen.

7.2.1 Karriär över livscykeln

Bygren och Gähler (2012) finner att andelen män och kvinnor som innehar chefspositioner är lika stor fram till dess att de är ungefär 30 år gamla. Medan andelen män i chefspositioner fortsätter öka tills de närmar sig 50-årsåldern är andelen kvinnor i chefspositioner konstant från 30-årsåldern och uppåt. Resultaten indikerar också att det finns större variation inom gruppen män än inom gruppen kvinnor. Medan sammanboende män och fäder har större sannolikhet att inneha chefspositioner än ensamstående män finns det

inte någon skillnad i sannolikheten att inneha chefspositioner för kvinnor med och utan barn och/eller partner. Bihagen, Nermo och Stern (2013) analyserar könsgapet bland toppinkomsttagare i större företag. De finner att andelen kvinnor på dessa positioner ökat sedan början av 1990-talet men att dessa positioner fortfarande i stor utsträckning domineras av män. I linje med Bygren och Gähler finner Bihagen och kollegor att könsgapet för de födda på 1960talet ökar efter 30-årsåldern. Deras slutsats är att kvinnor har bäst förutsättningar att konkurrera med män om toppositioner när de antingen är yngre än 30 eller äldre än 40. I analysen kontrollerar Bihagen och kollegor för utbildningslängd, typ av utbildning och vid vilket universitet/högskola som individerna studerat. Det innebär att det könsgap de finner inte kan förklaras av skillnader mellan kvinnor och män med avseende på utbildningsval eller val av universitet/högskola för sin utbildning. Sammantaget innebär detta att kvinnor antingen väljer bort eller stängs ute från topp- och chefspositioner under den period då barnen är små. Medan män premieras för faderskap tycks kvinnors moderskap spela mindre roll för deras möjligheter på arbetsmarknaden och i det sammanhanget blir det relevant att fråga om kvinnor som grupp (och inte bara mödrar) är utsatta för statistisk diskriminering i Sverige, åtminstone till dess att de passerat de barnafödande åldrarna (för en diskussion av statistisk diskriminering i förhållande till föräldraledighet, se Thoursie 2005).

7.2.2 Forskning och teorier om mödrar och fäder på arbetsmarknaden

Hur kommer det sig då att det finns en faderskapspremie för män samtidigt som det inte tycks finnas vare sig någon moderskapspremie eller något moderskapsstraff för kvinnor i Sverige? När det gäller faderskapspremien kan det dels handla om selektion. Det tycks finnas viss selektion av män in i samboförhållanden/äktenskap såtillvida att de som lever med en partner tycks vara mer ekonomiskt produktiva än de som inte lever med en partner (Bygren och Gähler 2012; Ginther och Sundström 2010). Motsvarande selektion in i samboförhållanden/äktenskap tycks inte finnas för kvinnor. Kanske känner män som fått barn (eller planerar att få det) ett större försörjningsansvar och anstränger sig mer på jobbet än de som inte fått barn. Kvinnor å andra sidan har

inte samma möjligheter att satsa fullt ut på jobbet under småbarnsåren eftersom de – i de fall inte pappan gör det – ofta måste gå ner i arbetstid för att lämna/hämta barnen på förskolan. En studie av hur viktigt man upplever att arbetet är visar att förändringen för kvinnor som blivit föräldrar är större än motsvarande förändring för de som inte fått barn (Evertsson 2013).4Här har alltså kvinnors svar på samma fråga vid två olika tillfällen (1999 och 2003) jämförts och det är då vanligare att de som blivit mödrar i perioden svarar att arbetet är något mindre viktigt än vad de gjorde vid det första tillfället. Skillnaden för de som fått barn jämfört med andra kvinnor är som tydligast då barnet är mellan 2 och 4 år, det vill säga under den period när barnet börjar i förskola, är som mest sjukt och kanske inte kan tillbringa så långa dagar på förskolan. Störelsemoment som dessa inkräktar – som vi vet – främst på kvinnans arbetstid och därmed också på hennes möjligheter att prioritera förvärvsarbetet. Förmodligen är detta faktorer som kvinnor väger in i bedömningen när de svarar på hur viktigt arbetet är. När barnen närmar sig skolåldern försvinner skillnaden mellan kvinnor med och utan barn när det gäller hur viktigt de upplever att arbetet är. Även för män märks en viss minskning av arbetets betydelse men denna minskning är inte signifikant större för de som blivit fäder i perioden jämfört med de som inte fått barn (Evertsson och Breen 2008). Jämförelser mellan kvinnor och män indikerar dock att kvinnors subjektiva arbetsengagemang eller arbetsorientering (motsvarande engelskans work committment eller work orientation) i genomsnitt är högre än mäns (Hult och Svallfors 2002; Svallfors, Halvorsen och Andersen, 2001).

Om studier visat att betydelsen av arbetet minskar under kortare perioder för kvinnor med små barn, vet vi mindre om varför kvinnor halkar efter i karriären långt efter att de passerat småbarnsåren. Kanske beror det på kvinnors deltidsarbete. Under perioder av deltidsarbete ackumulerar anställda mindre humankapital än under perioder av heltidsarbete. Med humankapital avses den kunskap och den yrkesskicklighet som människor får genom utbildning, internutbildning och att praktiskt utöva ett arbete. Under perioder borta från arbetet (till exempel vid föräldraledighet) så ökar inte humankapitalet i samma utsträckning som under perioder i arbete (t.ex. Mincer och Polacheck 1974). Det kan till och med vara så att det humankapital individen tillskansat sig till viss del går

4 Frågan som ställdes var ”hur viktigt är arbetet för dig totalt sett?”

förlorat under perioder borta från arbetet. Om gamla rutiner ersätts av nya, eller om människor helt enkelt glömmer en del av vad de tidigare lärt sig, så kan det humankapital individen har förlora i värde när det inte används.

Även om kvinnors sämre karriärmöjligheter i viss utsträckning kan ha att göra med deras tid borta från arbetet (när de får barn till exempel) eller med att de ofta arbetar deltid under småbarnsåren, kan det också finnas andra förklaringar till mödrars sämre karriärmöjligheter. Enligt Ridgeway och Correll (2004) kan en social skillnad (som den mellan mödrar och icke-mödrar) bli ”statuskarakteristisk” och betydelsefull om det finns i samhället spridda förväntningar om att den ena gruppen ska ha högre kompetens eller vara mer statusvärdig än den andra. Teorin bygger på antagandet att människor baserar sina förväntningar på andra på ledtrådar om hur de kan förväntas agera i olika sammanhang. På arbetsplatsen blir moderskapet en ledtråd som förväntas indikera att personen ogärna arbetar övertid, kanske arbetar deltid och ibland måste lämna arbetet med kort varsel (när barn blivit sjuka till exempel). Dessa statuskarakteristika får inte bara betydelse för de förväntningar människor möter från sina kollegor utan de kan även få betydelse för uppfattningen om den egna personen (Correll 2004; Ridgeway 2001). Om förväntningarna på en person är låga kan de få en självuppfyllande karaktär och leda till att personer med låg status mer sällan tar plats eller säger ifrån. Samtidigt som förväntningarna från omgivningen minskar så sänker den berörda personen kanske själv sin ambitionsnivå. Ridgeway och Correll (2004) menar att det är själva det omvårdande arbetet som nedvärderas i samhället och på arbetsmarknaden. Det omvårdande arbetet i familjen utförs i huvudsak av mödrarna och därför har de lägre status än till exempel kvinnor utan barn. Fäder å andra sidan förväntas vara mer, snarare än mindre, engagerade och lojala arbetstagare eftersom de traditionellt haft försörjningsansvaret för familjen. Det talar för att fäder kan vara mer statusvärdiga än män utan barn. Män som vårdar – och tar ett större ansvar för barnen genom att ta föräldraledigt till exempel – indikerar att det är de som utför det primära, eller åtminstone en stor del av det omvårdande arbetet i hemmet och detta kan leda till att de möter samma förväntningar och (på arbetsplatsen låga) statuserkännande som mödrar. Detta skulle kunna vara en av förklaringarna till att fäder erhåller en faderskapspremie samtidigt som män som tar föräldraledigt straffas mer för detta lönemässigt än vad kvinnor gör

(Albrecht m.fl. 1999, Jansson, Pylkkänen och Valck 2003). När män tar föräldraledigt bryter de mot den traditionella manlighetsnormen och normen om fadern som den pålitlige familjeförsörjaren och detta betingar ett pris (jfr. Acker 1990; Connell 1995). Intressant i sammanhanget blir att se om det finns tecken på att lönestraffet för föräldraledighet minskat över tid i takt med att mäns föräldraledighetsuttag ökat och normer i viss utsträckning tycks ha förändrats (jfr. Johansson och Klinth 2008).

Ett annat perspektiv som kan bidra till att förklara varför omvårdande egenskaper nedvärderas på arbetsmarknaden är den om den ”opåverkade arbetaren” som existerar enbart för jobbet och som kan fokusera fullt ut på detta (Acker 1990). Om denna arbetare är en förmodat könslös person så återskapas kön i företag och på arbetsplatser och i de dokument som definierar dem eftersom den opåverkade arbetaren underförstått är en man (eller möjligen en kvinna utan barn) som kan utföra arbetet utan att något annat inkräktar på det. Män i heterosexuella förhållanden har traditionellt dragit fördel av att ha en fru som tar huvudansvar för hem och barn. Eftersom kvinnor därmed är de som har dubbla ansvarstaganden så passar de inte in i mallen. Det gör med andra ord inte heller de män som tar föräldraledigt och/eller som väljer att gå ner i arbetstid när barnen är små. Joan Ackers teori om den opåverkade och fria arbetaren har störst förklaringsvärde om vi tänker på personer på höga positioner i yrkeslivet. På dessa positioner är det ofta svårt att arbeta deltid och istället kan övertidsarbete vara vanligt. De arbeten som tillåter deltidsarbete finns längre ner i hierarkin och detta är en av anledningarna, menar Acker, till att det finns få kvinnor på höga positioner på arbetsmarknaden (jfr. Bihagen, Nermo och Stern 2013).

Efter att ha diskuterat några av de teorier som använts för att förklara förekomsten av en faderskapspremie och varför mödrar tenderar komma ut sämre än andra karriärmässigt går vi nu över till en mer detaljerad beskrivning av forskningen om föräldraskapets och föräldraledighetens betydelse i Sverige.

7.2.3 Studier av föräldraskapets och föräldraledighetens betydelse för karriär och lön

Även om vi har relativt god kunskap om vilken betydelse föräldraskapet har för kvinnors och mäns karriärer, inkomster och löner så finns det mindre kunskap om de konsekvenser kvinnors och mäns

föräldraledighetsuttag har för deras yrkeskarriärer och löneutveck-

ling. Nyare studier av svenska förhållanden kan dels delas in i (i) de som fokuserar på karriärutveckling efter en ledighet i form av jobbyten eller, mer exakt, förändringar i yrkesprestige (Aisenbrey, Evertsson och Grunow 2009; Evertsson och Duvander 2011; Evertsson och Grunow 2012) och (ii) de där utfallet varit av ekonomisk karaktär och då ofta mätt som årsinkomst eller lön ett antal år efter föräldraledigheten (t.ex. Kennerberg 2007; Johansson 2010). När det gäller den första kategorin är ett problem med dessa studier att de främst fokuserat på kvinnors karriärutveckling och jobbyten. Anledningen är att dessa studier baserar sig på enkätdata och retrospektiva sysselsättningsbiografier med månatlig information och i det sammanhanget blir underlaget, när det gäller föräldralediga män, ofta för litet för att vi ska kunna göra statistiska analyser av mäns karriärrörlighet efter en föräldraledighet. Andelen män som tagit föräldraledigt en månad eller mer är med andra ord ofta för liten när data baseras på ett slumpmässigt urval av befolkningen. I ovan nämnda studier av mödrars karriärrörlighet har perioder i föräldraledighet slagits ihop med perioder i hemarbete (som hemmafru) eller som arbetslös. När vi ser till hela den tid kvinnor är hemma efter att de fått barn, indikerar resultaten att mödrar som varit hemma drygt ett år som längst, har bättre karriärmöjligheter och bättre förutsättningar att byta till ett arbete av högre prestige än de som varit hemma längre (Aisenbrey, Evertsson och Grunow 2009) (prestige mäts här med Treimans prestigeskala, eller den så kallade SIOPS-skalan, se Treiman 1977). Detta gäller även när hänsyn tas till att det kan finnas selektion in i föräldraledighet såtillvida att de som tar lång föräldraledighet i viss utsträckning kan vara mindre karriärorienterade än de som tar kortare ledighet (Evertsson och Duvander 2011). När vi kontrollerar för individspecifika egenskaper eller karakteristika som inte ändras över tid finns det en mindre chans för kvinnor som varit borta längre att byta till ett arbete med högre prestige, allt annat lika. Det innebär till exempel att karriärorientering, i den utsträckning detta är något som inte ändras över tid, inte är avgörande för kvinnors möjlig-

heter att avancera efter en föräldraledighet. Det kan fortfarande vara så att människors vilja att göra karriär påverkas i olika utsträckning av att de får barn och om det är så att de som tagit lång ledighet i större utsträckning än andra har tappat intresset för arbetet så kan det påverka utfallet, såvida denna förändring inte fångas av andra i modellen inkluderade förändringsvariabler.

En av de första svenska studierna i kategorin med ekonomiskt utfall (ii) är Stafford och Sundströms (1996) studie av föräldraledighetens konsekvenser för lönen hos kvinnor och män anställda vid Televerket i mitten av 1980-talet. Fördelarna med denna studie är att man har mycket goda uppgifter om respondenternas lön och att modellerna även inkluderar tid hemma i tillfällig omvårdnad om barn (vad som motsvarar vård av sjukt barn). Trots att denna studie gjordes på 1980-talet var det en ansenlig mängd män som haft någon tid borta för föräldraledighet/vård av barn (räknat i antal dagar). Resultaten indikerade även här att det fanns en viss selektion in i föräldraledighet bland män där de som var mindre arbetsmotiverade i större utsträckning verkade ta ledigt. När det gällde kvinnor verkade sambandet gå i motsatt riktning. Sammantaget, och med hänsyn tagen till denna selektion, visade Stafford och Sundströms resultat att ett års bortavaro för en man kostade motsvarande 5,2 procent av årsinkomsten jämfört med 1,7 procent för en kvinna. Stafford och Sundström tolkade den stora skillnaden mellan kvinnor och män i termer av signaler om arbetsmotivation (eftersom de tar hänsyn till selektion in i föräldraledighet). Mäns föräldraledighet tycks med andra ord sända andra signaler till arbetsgivaren än vad kvinnors ledighet gör.

I en uppföljning och utvidgning av studien av Stafford och Sundström jämför Albrecht m.fl. (1999) vilken betydelse kvinnors och mäns tid borta från arbetsmarknaden har för deras lön. I studien jämför de tid borta från arbetet i föräldraledighet, hushållsarbete (som hemmafru/hemmaman), arbetslöshet, militärtjänst och annan bortavaro för kvinnor födda i fem kohorter i perioden 1949– 1969 och män födda i tre kohorter i perioden 1949–1964. Data kommer från undersökningen Familj och Arbete 1992–93. I likhet med Stafford och Sundström finner Albrecht m.fl. att män som tagit föräldraledigt erfar ett större lönetapp per månad ledighet än vad kvinnor gör. De finner också en viss positiv selektion in i föräldraledighet för kvinnor såtillvida att mer arbetsmotiverade kvinnor tycks ta längre föräldraledighet. De finner inga tecken på selektion in i föräldraledighet bland män. Albrecht m.fl. samman-

fattar resultaten med att humankapitalteorin inte kan förklara det faktum att olika sorters tid borta verkar ha olika betydelse för mäns och kvinnors löner. Här får signaleringshypotesen alltså återigen stöd (dvs. mäns föräldraledighet tolkas oftare i termer av låg arbetsmotivation än vad kvinnors föräldraledighet gör). Resultaten i studien av Albrecht m.fl. stöds av en rapport av Jansson, Pylkkänen och Valck (2003) som även de finner att män förlorar mer lönemässigt per månad föräldraledigt än vad kvinnor gör.

Under senare år har flera svenska rapporter och studier av föräldraskapets betydelse för inkomsten publicerats, företrädesvis från Institutet för arbetsmarknads- och utbildningspolitisk utvärdering (IFAU) (se t.ex. Angelov, Johansson och Lindahl, 2013; Johansson 2010; Kennerberg 2007). Kennerberg jämför kvinnor och män i åldern 20–40 år som inte hade barn år 1997. Gruppen följs under perioden fram till 2001 och begränsas till respondenter som fick sitt första barn 1999 eller efter 2001. Resultaten visar att kvinnors inkomster sjunker när de får barn och att detta delvis förklaras av att de tar föräldraledigt och i större utsträckning än män arbetar deltid. Att få barn ger i studien en genomsnittlig tioprocentig sänkning av arbetstiden för kvinnor. För män märks en liten ökning i inkomst för de som fått barn, vilken förklaras av att fler av fäderna som inte var i arbete började arbeta när de fick barn. När Kennerberg jämför löneutvecklingen (omräknade till heltid) mellan 1997 och 2001 för kvinnor och män med och utan barn så har mödrar en betydligt sämre löneutveckling än kvinnor som inte fått barn. Skillnaden mellan grupperna motsvarar 8 procent av genomsnittslönen eller nära 1 700 kronor totalt under perioden till mödrars nackdel, att jämföra med en skillnad i genomsnittslön om drygt 300 kronor till fäders fördel (när fäder jämförs med män som inte fått barn i perioden 1997–2001). När det gäller kvinnor var skillnaden mellan de med och utan barn störst i den övre delen av lönefördelningen. Kennnerberg använder difference-in-differencemodeller som tar hänsyn till individspecifika faktorer som inte ändras över tid. Det innebär att eventuell selektion in i föräldraskap inte bör ha någon avgörande inverkan på modellestimaten och resultaten.

Johansson (2010) studerar effekten av den egna och partnerns föräldraledighet på inkomsten. Hon jämför inkomsten för mödrar och fäder ett år före barnets födelse med inkomsten när barnet är

omkring fyra år gammalt.5Resultaten indikerar att en månads föräldraledighet hänger ihop med cirka 4.5 respektive 7.5 procent lägre inkomst för mödrar respektive fäder. Det tycks också vara så att partnerns föräldraledighet har betydelse för kvinnans inkomst men inte för mannens. Kvinnans inkomst blir 6.7 procent högre för varje månad fadern tar ut. Det innebär med andra ord att faderns föräldraledighetsuttag har större betydelse för kvinnans inkomst än vad hennes egen föräldraledighet har. Johansson använder FEmodeller, vilket innebär att hon, som Kennerberg, tar hänsyn till selektion in i föräldraledighet.

Precis som Johansson har Angelov, Johansson och Lindahl (2013) ett par-perspektiv i sin studie. De studerar skillnaderna i inkomst och lön mellan kvinnor och män innan och efter att de får barn. I den här studien är mer långsiktiga effekter i fokus när inkomst- och löneeffekter upp till 15 år efter första barnets födelse skattas. Angelov och kollegor finner att inkomst- och lönegapet i familjen ökat med 35 respektive 10 procent när gapet innan paret fick barn jämförs med gapet 15 år efter att första barnet fötts. Värt att notera är att för de 20 procent av paren med det minsta eller negativa lönegapet (dvs. de där kvinnan tjänade mer än mannen) är effekten negativ 15 år senare. Det innebär att kvinnor som tjänar ungefär lika mycket eller mer än sina män inte löper samma risk att halka efter lönemässigt, jämfört med kvinnor som tjänar mindre än sina män. Resultaten indikerar att par i viss utsträckning specialiserar sig och att män tar ett större ansvar för barn när kvinnans och mannens inkomster är lika eller om kvinnan tjänar mer än mannen. Angelov och kollegor baserar sin studie på individer som är 16–65 år gamla i perioden 1986–2008 och som har en positiv inkomst två år innan första barnet föds. De tolkar den i genomsnitt ökade skillnaden i könsgapet som i huvudsak driven av kvinnors lägre förvärvsfrekvens när de har barn. Eftersom tidigare studier funnit små effekter av föräldraledighet på kvinnors lön så antar de att könsgapet främst orsakas av mödrars deltidsarbete, något som leder till en mer långsam humankapitalackumulering än vad som är fallet för fäder och de som arbetar heltid.

Johansson och Duvander (2013) studerar hur införandet av den första respektive andra reserverade föräldrapenningmånaden (vad som ibland kallas ”pappamånder”) påverkar mödrars och fäders årsinkomster och vård av barn (s.k. VAB). De finner att den första

5 Johansson selekterar inte bort individer som får fler barn vilket innebär att vissa kan vara föräldralediga med barn nummer två när inkomsten mäts.

månaden (som infördes 1995) inte resulterade i någon inkomstförändring varken för fäder eller mödrar. Efter införandet av den andra månaden (år 2002) ökade förstagångsmammornas inkomst, framför allt bland de med lägre inkomster. Johansson och Duvander tolkar denna inkomstförändring som ett resultat av att dessa kvinnor ökat sin arbetstid, då relativt många i den här gruppen arbetar deltid. Anledningen till att Johansson och Duvander även studerar om de reserverade föräldrapenningdagarna får betydelse för vård av sjukt barn är att fördelningen av VAB kan användas som en indikation på i vilken utsträckning hushållsarbetet fördelas lika i hemmet (Eriksson och Nermo 2010). Deras resultat visar att uttaget av VAB blev något mer jämnt fördelat mellan mödrar och fäder efter att den första reserverade månaden infördes. Införandet av den andra månaden verkar dock inte haft någon betydelse för fördelningen av VAB-uttaget (se dock Ekberg, Eriksson och Friebel, 2013 som inte finner någon effekt av varken den första eller den andra reserverade månaden för VAB-uttaget).

7.3 Kvinnors och mäns föräldrapenninguttag och löner – en empirisk analys

Studierna ovan bidrar till att ge en helhetsbild av effekten av föräldraledighet och barn på kvinnors och mäns inkomster. De ger dock ingen tydlig bild av hur uttagen föräldraledighet påverkar kvinnors och mäns löner. Syftet i det här kapitlet är att studera betydelsen av en veckas föräldraledighet (där en veckas ledighet baseras på fem dagars föräldrapenninguttag, se appendix) för kvinnors och mäns månadslön omräknad till heltid i perioden 1993–2007. Kan vi finna tecken på att mäns föräldraledighet har en mer negativ inverkan på lönen bland fäder med barn födda 1993–1997 än bland fäder med barn födda 2000–2004? Intressant blir också att studera om löneeffekten av föräldraledighet för kvinnor har förändrats i samma period. Värt att lägga på minnet är att mäns faktiska tid borta från arbetet korrelerar högre med antalet uttagna föräldraledighetsdagar än vad kvinnors ledighet gör (Duvander 2013, se även kapitel 2 i denna volym), vilket betyder att löneeffekten för män förmodligen blir bättre skattad än löneeffekten för kvinnor i modeller baserade på registerdata.6För en beskrivning av de variabler som inkluderas i

6 Eftersom uttaget (och kopplingen mellan föräldrapenningdagar och ledighetens längd) också varierar över inkomstfördelningen och med utbildningsnivå estimeras separata

analyserna, se appendix. Syftet med de multivariata analyserna som redovisas i kapitlet är främst deskriptivt.

I figur 7.1 och 7.2 studerar vi hur föräldrars förvärvsinkomst och förvärvsersättning förändras för de som fått sitt första barn år 2000. Förvärvsinkomsten baseras på bruttolön och inkomst av aktiv näringsverksamhet. Förvärvsersättningen inkluderar, utöver bruttolön och inkomst av näringsverksamhet, inkomster i form av sociala transfereringar som sjukpenning, havandeskapspenning, föräldrapenning, tillfällig föräldrapenning etc. För att kunna jämföra utvecklingen med tiden innan första barnet inkluderar vi även information för åren 1998 och 1999.

Figur 7.1 Fäders genomsnittliga förvärvsersättning respektive förvärvsinkomst (medianvärden) för de som fick det första barnet år 2000, som hade en anställning året innan barnets födelse och som tjänade minst 100 000 kr i förvärvsinkomst (omräknat till 2007 års värde) året innan första barnets födelse

Om vi ser till inkomstutvecklingen för män (figur 7.1) så finns det inte någon noterbar skillnad mellan den genomsnittliga förvärvsinkomsten och den genomsnittliga förvärvsersättningen (dvs. den inkomst som inkluderar transfereringar) åren innan första barnets födelse. Förvärvsersättningen ökar något i samband med första barnets födelse och i perioden 2001–2006 är mäns årliga förvärvsersättning cirka 15 000 kronor högre i genomsnitt än förvärvs-

analyser för de med eftergymnasial utbildning jämfört med övriga. I de senare analyserna används en mer detaljerad indikator för utbildning.

inkomsten. Skillnaden speglar förmodligen i stor utsträckning uttagen föräldrapenning och tillfällig föräldrapenning (inklusive VAB och de tio så kallade pappadagarna vid barnets födelse, se appendix). För kvinnor finns inte heller någon skillnad i förvärvsinkomst och förvärvsersättning åren innan första barnets födelse (figur 7.2). Som väntat sjunker kvinnors förvärvsinkomst betydligt i samband med första barnets födelse. Förvärvsersättningen, som här till stor del utgörs av föräldrapenning, kompenserar för en stor del av detta bortfall och även om den totala förvärvsersättningen sjunker något under barnets första år så stiger den igen det andra året efter första barnet födelse. År 2002 är förvärvsinkomsten för mödrar som fick barn under 2000 relativt hög för att sjunka igen år 2003. Detta beror förmodligen på att många skaffar ett andra barn 2–3 år efter första barnets födelse och att de då, efter en kort period i arbete, åter är föräldralediga.

Figur 7.2 Mödrars genomsnittliga förvärvsersättning respektive förvärvsinkomst (medianvärden) för de som fick det första barnet år 2000, som hade en anställning året innan barnets födelse och som tjänade minst 100 000 kr i förvärvsinkomst (omräknat till 2007 års värde) året innan första barnets födelse

I figur 7.3 nedan visas hur kvinnors och mäns månadslön (omräknad till heltid) utvecklas för de som fick sitt första barn år 2000. Kvinnors genomsnittliga månadslön är lägre än mäns under hela perioden, något som är väntat bland annat på grund av det könslönegap som finns på arbetsmarknaden. Fler kvinnor än män arbe-

tar också i offentlig sektor och lönen är i genomsnitt något lägre i offentlig sektor än i privat (se t.ex. le Grand, Szulkin och Tåhlin 2001). I grafen ökar könslönegapet när barnet är cirka två år. Vid den här tiden är många mödrar tillbaks i arbete och det verkar som att de i viss utsträckning får betala för sin ledighet med en sämre löneutveckling jämfört med män.7Kvinnor tycks ha svårt att komma ikapp – gapet till männens lön blir aldrig så litet som det var när första barnet föddes. Det finns en tendens till något större könskillnader i månadslön under de senare åren, det vill säga när första barnet är 6–7 år gammalt och många även har fått småsyskon, något som resulterat i ytterligare föräldraledighet, framför allt för mödrar.

Figur 7.3 Kvinnors och mäns månadslön (omräknad till heltid) i genomsnitt för de som fick det första barnet år 2000 och som hade en anställning året innan barnets födelse och som tjänade minst 100 000 kr i förvärvsinkomst (omräknat till 2007 års värde) samma år. Obs att denna graf omfattar de som har någon månadslön (för de i företag med färre än 500 anställda i privat sektor ingår ett urval). Medianvärden i tusentals kronor.

7 De kvinnor, såväl som män, som helt saknar löneinkomst något år finns inte med i analysen det året. Kvinnor som inte har en anställning när de går på föräldraledighet finns alltså inte med om de är borta från arbetsmarknaden i september/november ett givet år (se beskrivningen av variabler i appendix). Kvinnor har i genomsnitt en episod (dvs. ett år) färre än vad män har i analysen (jämför ”observationer per individ” i appendix, tabell 7.A1–A2 med motsvarande för tabell 7.A3–A4).

I det följande går vi vidare med analyser av löneutvecklingen för kvinnor och män där hänsyns tas till de skillnader som finns inom grupperna med avseende på utbildningsnivå, ålder, arbetsplatsstorlek m.m. (för en beskrivning av de variabler som inkluderas i modellerna, se appendix). Vi estimerar FE- och OLS-modeller med logaritmerad månadslön som beroende variabel. Med logaritmerad lön kan förändringen i de oberoende variablerna tolkas i termer av procentuell förändring av lönen.8 Genom att använda FE-modeller kan vi kontrollera för betydelsen av stabila individegenskaper som kan påverka såväl ledighetsuttag som lönen. En sådan förväntat stabil egenskap är karriärintresse eller karriärorientering. Om de som redan initialt är mindre karriärorienterade också är de som tar lång föräldraledighet kan analyser av löneutvecklingen – som de i OLS-modeller – spegla denna selektion och leda till en överskattning av ledighetens (negativa) betydelse för lönen. Med FEmodeller kan vi studera vilken betydelse förändringar i utbildningsnivå, sektor, arbetstid, antal barn m.m. har för löneutvecklingen efter en föräldraledighet, givet de individegenskaper och faktorer som inte ändras över tid. Vid sidan om detta tar vi även hänsyn till användande av arbetslöshetsersättning, sjukersättning och vård av sjukt barn, dvs. socialförsäkringsanvändning – utöver föräldrapenninguttaget – som kan korrelera negativt med lönen. Urvalet begränsas till de som hade en löneinkomst om minst 100 000 kronor (omräknat till 2007 års värde) året före första barnets födelse och för vilka det fanns information om månadslön året före första barnets födelse.9 I analysen ingår de som fått barn andra halvåret i perioden 2000– 2004 respektive 1993–1997. Det innebär att eventuella graviditetsproblem kan påverka lönen samma år som barnet föds men sannolikt inte året innan första barnets födelse. Respondenterna följs under minst tre år efter första barnets födelse (dvs. t.o.m. 2007 respektive 2000). I tabell 7.1 redovisas resultaten för män. I appendix, tabell 7A.5 redovisas motsvarande modeller med kontroll för kalenderår.

8 Värt att notera är att det finns uppgift om lön för alla i offentlig sektor samt privat sektor för de i företag om minst 500 anställda. För företag med färre än 500 anställda ingår endast ett urval av alla företag i Lönestrukturstatistiken. 9 Respondenter som arbetar i privata företag om färre än 500 anställda är med det år de är anställda vid ett urvalsföretag.

Tabell 7.1 Multivariat regression av förändring i mäns månadslön för de vars första barn föddes andra halvåret 2000–2004 respektive 1993–1997. Individerna följs t.o.m. 2007 resp. 2000.

FE2000/04 OLS2000/04 FE1993/97 OLS1993/97

Föräldrapenning, veckor *10 -0.001* -0.005*** -0.006*** -0.008*** Tillfällig föräldrapenning, dagar (inkl. VAB)

-0.001*** -0.003*** -0.001*** -0.002***

Arbetslöshetsersättning >10tkr -0.022*** -0.117*** -0.017*** -0.090*** Sjukersättning >10tkr -0.007*** -0.054*** -0.005 -0.027*** Högst två års gymn. (ref.) 0.000 0.000 0.000 0.000 Gymn. 3 år/eftergymn utb. < 3 år -0.014* 0.137*** -0.015 0.093*** Eftergymnasial utbildning >=3 år 0.038*** 0.316*** 0.100*** 0.280*** Offentlig sektor (ref.) 0.000 0.000 0.000 0.000 Privat sektor 0.056*** 0.186*** 0.058*** 0.144*** Ålder 0.057*** 0.074*** 0.070*** 0.061*** Ålder

2

-0.000*** -0.001*** -0.000*** -0.001***

Yngsta barnets ålder

-0.002*** 0.005*** -0.007*** 0.026***

Arbetsställe med < 21 anst. (ref) 0.000 0.000 0.000 0.000 Arbetsställe med 21–100 anst. 0.008*** 0.019*** 0.007* 0.026*** Arbetsställe med 101–500 anst. 0.017*** 0.068*** 0.018*** 0.072*** Arbetsställe med mer än 500 anst. 0.023*** 0.118*** 0.020*** 0.111*** Kalenderår

1

Nej

Nej

Nej

Nej

Konstant

8.619*** 8.272*** 7.901*** 8.453***

Antal personår

164,952 164,952 118,447 118,447

Antal individer

30,956

21,620

R

2

within / R

2

0.345 0.389 0.502 0.397

Signifikansnivåer *** p<0.001, ** p<0.01, * p<0.05 1 Modell med kontroll för kalenderår redovisas i tabell 7A.5

Om vi studerar vilken betydelse föräldrapenninguttaget har för mäns lön tycks betydelsen ha minskat under perioden (jämför modellerna för 1993/97 med dem för 2000/04 i tabell 7.1). Om vi tolkar analysen deskriptivt kan vi sluta oss till att givet att vi tar hänsyn till individkarakteristika som är stabila över tid så är föräldrapenninguttaget kopplat till en reduktion – alternativt avsaknad av ökning – av mäns lön, framför allt under 1990-talet.10Analysen

10 Notera att estimaten i OLS-analysen gäller i jämförelse med andra respondenter och att det negativa värdet i detta sammanhang indikerar att löneutvecklingen inte följer den för de med kortare eller ingen föräldraledighet. I FE-analysen görs jämförelsen inom individer. Det

indikerar vidare att det finns viss selektion in i föräldrapenninguttag bland män (jämför estimaten i OLS-modellen med de i FEmodellen). Om vi tar hänsyn till att vissa av de som väljer att ta föräldraledigt kan vara män som inte är så karriärinriktade (under förutsättning att detta är en stabil egenskap) så blir löneminskningen – alternativt den sämre löneutvecklingen11– mindre. Estimaten är dock små. När hänsyn tagits till stabila egenskaper så minskar månadslönen med i genomsnitt 0,6 procent per 10 veckors ledighet (där respondenten tagit fem föräldrapenningdagar per vecka) under 1990-talet. Det innebär på motsvarande sätt att ett föräldrapenninguttag om ett halvår tenderar leda till en löneutveckling som är i genomsnitt 1,6 procent lägre än vad utvecklingen varit åren utan någon ledighet. Om vi studerar de som fick sitt första barn 2000–2004 så är löneminskningen betydligt mindre när vi kontrollerar för stabila karakteristika (FE-modellen), dvs. om vi tar hänsyn till selektion in i föräldraledighet.12 I tabell 7A.5 konstanthåller vi för kalenderår (appendix). Vi rensar med andra ord bort betydelsen av tidsperiod för kopplingen mellan föräldrapenninguttag och lön. Dessa modeller indikerar att mäns löneutveckling är 0,2 procent sämre efter tio veckors ledighet både under 1990-talet och under 2000-talet.

När det gäller tillfällig föräldrapenning visar resultaten att ju större det ersatta antalet dagar är, desto större är risken att män halkar efter i löneutvecklingen. Värt att notera är att den tillfälliga föräldrapenningen inkluderar de s.k. pappadagarna som ger fäder rätt till tio dagars ledighet i samband med att barnet föds men även dagar för vård av sjukt barn ingår. Utnyttjandet av den tillfälliga föräldrapenningen tycks vara mer negativt kopplat till lönen än vad föräldrapenninguttaget är (koefficienterna ska tolkas med hänsyn tagen till att den tillfälliga föräldrapenningen mäts i dagar medan föräldrapenninguttaget mäts i veckor multiplicerat med 10). Estimatet i tabell 7.1 indikerar att löneutvecklingen är 0,1procent sämre per dag med tillfällig föräldrapenning. Även om det kan verka

innebär att perioder utan, eller med kortare ledighet, för samma individ jämförs med perioder med längre ledighet. 11 I de följande används ordet löneminskning synonymt med en sämre löneutveckling för att inte komplicera språket och läsningen av texten. 12 Vi har även testat att använda två års rullande ackumulerat föräldrapenninguttag. I dessa analyser kvarstår ett signifikant men svagare samband mellan föräldrapenninguttag och lön. Vi har därför valt att utgå från den valda modellen där föräldrapenninguttagets betydelse för lönen är mer eller mindre omedelbar, dvs. där vi förväntar oss att uttaget påverkar lönen samma år som det sker. Information om lönen hämtas in i september/november (se appendix för en beskrivning av indikatorn för lön).

mycket är det värt att notera att det genomsnittliga uttaget utslaget på hela perioden är 4–5 dagar per år. Precis som för föräldraledighet indikerar modellerna en viss selektion in i VAB under senare år (se även Tabell 7A.5).

Både arbetslöshetsersättning och sjukersättning korrelerar negativt med lönen men arbetslöshetsersättningen är kopplad till större negativa konsekvenser för lönen än sjukersättningen är. Under den period vi studerar är det relativt få som utbildar sig. När individerna jämförs med varandra (i OLS-modellerna) hänger högre utbildning ihop med högre lön. När vi istället fokuserar på förändringar för de som utbildar sig (FE-modellerna) tycks utbildning vara av liten nytta, åtminstone för de som kompletterar sin utbildning med ett tredje gymnasieår, alternativt en eftergymnasial utbildning om mindre än 3 år. För de som läst en eftergymnasial utbildning om tre år eller mer finns dock en positiv koppling mellan utbildning och lön, även när hänsyn tas till att det finns en positiv selektion in i utbildning (dvs. att de med bäst förutsättningar att tillgodogöra sig utbildningen – något som är positivt kopplat till lön och andra för arbetet produktiva egenskaper – utbildar sig). Att byta från offentlig till privat sektor är fördelaktigt under hela perioden 1993–2007. Lönen ökar också med stigande ålder, även om ökningstakten avtar vid höga åldrar. Indikatorn för yngsta barnets ålder visar att pappans lön tenderar öka med barnets ålder, när vi jämför fäder med äldre barn med de med yngre (OLSmodellerna). Om vi istället fokuserar på förändring för samma individ över tid (FE-analysen) så indikerar modellen att ju äldre barnen blir – och ju större pappans engagemang med barnen sannolikt blir (eftersom mamman är den som är hemma med barnet på heltid när det är nyfött) – desto större är risken att lönen släpar efter.13Slutligen indikerar modellerna att män som regel tjänar på att byta till en större arbetsplats. Förändringar i arbetsplatsens storlek orsakas inte alltid av jobbyten och i de fall arbetsplatsen växer (alternativt minskar) så ökar chanserna till en bättre (alternativt risken för en sämre) lön. Sammantaget finns det mycket små skillnader i koefficienterna för kontrollvariabler när vi jämför modellen utan kontroll för kalender år (tabell 7.1) med den med kontroll för kalenderår (tabell 7A.5).

13 Eftersom det finns risk att yngsta barnets ålder är kolinjärt med respondentens ålder (åtminstone i de fall individer bara får ett barn i den studerade perioden) har vi testat att i separata modeller exkludera yngsta barnets ålder. Dessa modeller resulterar inte i någon större förändring i koefficienten för variabeln av störst intresse, dvs. föräldrapenninguttaget.

I tabell 7.2 redovisas motsvarande analys för kvinnor. Precis som för män tycks den negativa kopplingen mellan föräldrapenninguttag och lön ha minskat över tid, om vi ser till modellerna som kontrollerar för stabila individegenskaper (FE). I modellen som jämför mellan individer (OLS) finns det ett positivt samband mellan föräldrapenninguttag och lön för de som fick barn 1993– 1997. Detta positiva samband försvinner i FE-modellen, vilket delvis kan bero på en selektion in i lång föräldraledighet för de som hade förhållandevis bra och säkra jobb under 1990-talet. När vi tar hänsyn till selektion in i föräldraledighet blir estimatet för föräldrapenninguttaget negativt, även under 1990-talet. Under denna period hängde ett föräldrapenninguttag om ett halvår ihop med en sämre löneutveckling om någon procent. Under 2000-talet, åtminstone fram till 2007, var lönereduktionen mindre och knappt 0,3 procent för ett halvårs föräldrapenninguttag. Analyserna indikerar att föräldrapenninguttaget var något mer negativt för lönen för män än för kvinnor under 1990-talet. Detta är dock ingen statistiskt säkerställd skillnad. När vi inkluderar kontroll för kalenderår är kopplingen mellan föräldrapenninguttag och lön signifikant negativ och lika stor (-0.002) för både kvinnor och män (jämför tabell 7A.5 och 7A.6). Värt att notera är dock att eftersom kvinnors ledighet i genomsnitt är mycket längre än mäns blir den sämre löneutvecklingen för kvinnor mer kännbar.

Tabell 7.2 Multivariat regression av förändring i kvinnors månadslön för de vars första barn föddes 2000–2004 respektive 1993–1997. Individerna följs t.o.m. 2007 resp. 2000.

FE2000/04 OLS2000/04 FE1993/97 OLS1993/97

Föräldrapenning, veckor *10

-0.001*** -0.002*** -0.004*** 0.004***

Tillfällig föräldrapenning dagar (inkl. VAB)

-0.001*** -0.003*** -0.001*** -0.002***

Arbetslöshetsersättning >10tkr -0.017*** -0.070*** -0.020*** -0.030*** Sjukersättning >10tkr -0.008*** -0.015*** -0.008*** 0.010*** Högst två års gymn. (ref.) 0.000 0.000 0.000 0.000 Gymn. 3 år/eftergymn utb. < 3 år -0.012** 0.088*** -0.006 0.053*** Eftergymnasial utbildning >=3 år 0.014** 0.233*** 0.042*** 0.209*** Offentlig sektor (ref.) 0.000 0.000 0.000 0.000 Privat sektor 0.042*** 0.157*** 0.044*** 0.112*** Ålder 0.036*** 0.042*** 0.040*** 0.035*** Ålder

2

-0.000*** -0.000*** 0.000* -0.000***

Yngsta barnets ålder

0.002*** 0.006*** -0.004*** 0.023***

Arbetsställe med < 21 anst. (ref.) 0.000 0.000 0.000 0.000 Arbetsställe med 21–100 anst. 0.005*** 0.026*** -0.001 0.014*** Arbetsställe med 101–500 anst. 0.015*** 0.087*** 0.003 0.061*** Arbetsställe med mer än 500 anst. 0.016*** 0.129*** 0.013*** 0.097*** Kalenderår

1

Nej

Nej

Nej

Nej

Konstant

9.034*** 8.798*** 8.545*** 8.883***

Antal personår

144,814 144,814 96,846 96,846

Antal individer

33,419

21,775

R

2

within / R

2

0.366 0.446 0.505 0.440

Signifikansnivåer *** p<0.001, ** p<0.01, * p<0.05 1 Modell med kontroll för kalenderår redovisas i appendix, tabell 7A.6

Precis som för män är kvinnors uttag av tillfällig föräldrapenning negativt kopplat till lön, även om det krävs ett uttag om ett par veckor/år för att minskningen ska vara märkbar. Det är vidare värt att notera att mönstren för kvinnor respektive män i många fall är liknande, såtillvida att arbetslöshetsersättning och sjukpenning är negativt kopplat till lön samtidigt som lönen som regel ökar (med en avtagande tendens) med stigande ålder. En skillnad jämfört med män är att kvinnors löner tenderar öka när yngsta barnet blir

äldre.14Kvinnor tar ofta lång föräldraledighet när barnen är små och jobbar också ofta deltid. Ju äldre barnen blir, desto större blir kvinnors arbetsmarknadsdeltagande, något som förmodligen slår igenom på lönen. Slutligen indikerar analysen med kontroll för kalenderår en viss selektion in i föräldrapenninguttag och VAB under 2000-talet (tabell 7A.6).

I nästa steg har vi delat upp individerna i de med högst tre års gymnasieutbildning och de med eftergymnasial utbildning (tabell 7.3 och 7.4 för män). För att resultaten inte ska påverkas av konjunktursvängningar under 1990- respektive 2000-talen tar vi i dessa analyser hänsyn till kalenderår. För män indikerar resultaten att sambandet mellan föräldrapenninguttag och lön varierar med utbildningsnivå. Det är vanligare att män med hög utbildning tar – för män förhållandevis – lång föräldraledighet (Johansson och Duvander 2012) och det tycks också vara män med hög utbildning som förlorar mest lönemässigt på att ta föräldraledigt. Ser vi till män med högst tre års gymnasieutbildning finns inga tecken på att de förlorar lönemässigt på föräldrapenninguttag (när vi tar hänsyn till selektion). För män med hög utbildning märks ett signifikant negativt samband mellan föräldrapenninguttag och lön där dessa mäns föräldrapenninguttag är kopplat till en minskning om knappt en halv procent av lönen i genomsnitt eller drygt 1 procent omräknat till ett halvårs föräldrapenninguttag.

14 I tabell 7.2 är sambandet mellan barnets ålder och lön negativt under 1990-talet (FEmodellen). Detta samband försvinner i modellen som kontrollerar för kalenderår (tabell 7A.6).

Tabell 7.3 Multivariat regression av förändring i mäns månadslön för de vars första barn föddes 2000–2004 respektive 1993–1997. Modellerna kontrollerar för kalenderår (jämför tabell 7A.5) och inkluderar i övrigt samma kontrollvariabler som tabell 7.1. Individerna följs t.o.m. 2007 resp. 2000.

Individer med max 3 års gymnasieutbildning

FE2000/04 OLS2000/04 FE1993/97 OLS1993/97

Föräldrapenning, veckor *10 -0.001 -0.011*** -0.000 -0.005** Grundskola (ref.) 0.000 0.000 0.000 0.000 Gymnasial utbildn. 2 år 0.006 0.014** 0.010 0.031*** Gymnasial utbildn. 3 år 0.020 0.080*** 0.027 0.089*** Kalenderår

Ja

Ja

Ja

Ja

Konstant

8.763*** 8.734*** 8.399*** 8.923***

Antal personår

83,692 83,692 66,066 66,066

Antal individer

16,697

12,730

R

2

within / R

2

0.272 0.225 0.431 0.309

Signifikansnivåer *** p<0.001, ** p<0.01, * p<0.05

Tabell 7.4 Multivariat regression av förändring i mäns månadslön för de vars första barn föddes 2000–2004 respektive 1993–1997. Modellerna kontrollerar för kalenderår (jämför tabell 7A.5) och inkluderar i övrigt samma kontrollvariabler som tabell 7.1. Individerna följs t.o.m. 2007 resp. 2000.

Individer med eftergymnasial utbildning

FE2000/04 OLS2000/04 FE1993/97 OLS1993/97

Föräldrapenning, veckor *10 -0.004*** -0.015*** -0.004*** -0.022*** Eftergymn. utb. < 3 år (ref.) 0.000 0.000 0.000 0.000 Eftergymn. utb. 3 år eller mer 0.019*** 0.131*** 0.063*** 0.158*** Kalenderår

Ja

Ja

Ja

Ja

Konstant

7.789*** 7.836*** 7.173*** 8.050***

Antal personår

81,260 81,260 52,381 52,381

Antal individer

14,933

9,428

R

2

within / R

2

0.433 0.372 0.617 0.458

Signifikansnivåer *** p<0.001, ** p<0.01, * p<0.05

Bland kvinnor ser detta mönster ungefär likadant ut (se tabell 7.5 och 7.6).15 Det är med andra ord mer negativt för en kvinna med

15 Med undantag för att estimatet för föräldrapenninguttag för kvinnor med som mest tre års gymnasieutbildning är signifikant skilt från noll under 2000-talet, något som inte gäller för män, även om koefficienterna är lika stora.

eftergymnasial utbildning att ta lång föräldraledighet, än det är för en kvinna med högst tre års gymnasieutbildning. För kvinnor med eftergymnasial utbildning är tio veckors föräldrapenninguttag kopplat till en försämrad löneutveckling om 0,3 procent. Ett halvårs föräldrapenninguttag resulterar i en genomsnittlig lönereduktion om en knapp procent. Värt att notera är att förändringarna i löneutvecklingen för både kvinnor och män är små. Det finns dock anledning att tro att den reella kopplingen mellan föräldraledighet och lön underskattas i analysen eftersom individer anställda i större företag och i offentlig sektor är överrepresenterade i modellerna (se appendix), men också för att den faktiska föräldraledigheten ofta är längre än vad föräldrapenninguttaget indikerar.

Tabell 7.5 Multivariat regression av förändring i kvinnors månadslön för de med lägre utbildning vars första barn föddes 2000–2004 respektive 1993–1997. Modellerna kontrollerar för kalenderår (jämför tabell 7A.6) och inkluderar i övrigt samma kontrollvariabler som tabell 7.4. Individerna följs t.o.m. 2007 resp. 2000.

Individer med max 3 års gymnasieutbildning

FE2000/04 OLS2000/04 FE1993/97 OLS1993/97

Föräldrapenning, veckor *10 -0.001* -0.003*** -0.000 0.000 Grundskola (ref.) 0.000 0.000 0.000 0.000 Gymnasial utbildn. 2 år 0.021** -0.018** -0.027 0.001 Gymnasial utbildn. 3 år 0.019* 0.029*** -0.009 0.024*** Kalenderår

Ja

Ja

Ja

Ja

Konstant

9.048*** 9.102*** 8.803*** 9.172***

Antal personår

54,218 54,218 49,153 49,153

Antal individer

13,567

11,828

R

2

within / R

2

0.257 0.309 0.448 0.348

Signifikansnivåer *** p<0.001, ** p<0.01, * p<0.05

Tabell 7.6 Multivariat regression av förändring i kvinnors månadslön för de med högre utbildning vars första barn föddes 2000–2004 respektive 1993–1997. Modellerna kontrollerar för kalenderår (jämför tabell 7A.6) och inkluderar i övrigt samma kontrollvariabler som tabell 7.4. Individerna följs t.o.m. 2007 resp. 2000.

Individer med eftergymnasial utbildning

FE2000/04 OLS2000/04 FE1993/97 OLS1993/97

Föräldrapenning, veckor *10 -0.003*** -0.008*** -0.003*** -0.004*** Eftergymn. utb. < 3 år (ref.) 0.000 0.000 0.000 0.000 Eftergymn. utb. 3 år eller mer 0.006* 0.100*** 0.022*** 0.125*** Kalenderår

Ja

Ja

Ja

Ja

Konstant

8.781*** 8.462*** 8.526*** 8.768***

Antal personår

90,596 90,596 47,693 47,693

Antal individer

20,497

10,703

R

2

within / R

2

0.448 0.426 0.612 0.505

Signifikansnivåer *** p<0.001, ** p<0.01, * p<0.05

7.4 Diskussion

I detta kapitel har vi beskrivit hur föräldrapenninguttag och lön samvarierar för de som blev förstagångsföräldrar i perioden 1993-1997 respektive 2000–2004. Analyserna baseras på registeruppgifter om antal ersatta föräldrapenningdagar. Resultaten indikerar att det negativa sambandet mellan föräldrapenninguttag och lön minskat mellan 1990-talet och 2000-talet: sambandet är starkare för de som fick sitt första barn 1993–1997 än för de som fick sitt första barn 2000–2004. Detta är inte oväntat då 1990-talet i stor utsträckning karakteriserades av en lågkonjunktur (krisen mattades av under senare delen av 1990-talet och arbetslösheten ökade något igen från 2003 och framåt). Det är alltså rimligt att förvänta sig att både kvinnor och män förlorade mer på att vara hemma under denna period, jämfört med 2000-talet. En annan anledning till att sambandet mellan föräldrapenninguttag och lön har minskat kan vara att mäns andel av föräldrapenningdagarna har ökat över tid. Kanske är det nu mer accepterat bland arbetsgivare att både fäder och mödrar är föräldralediga med sina barn. Flyttar vi fokus från tidsperiod till en jämförelse av kvinnor och män finns det inte någon signifikant skillnad mellan dem när det gäller länken mellan föräldrapenninguttag och lön. Ett halvårs föräldrapenninguttag är kopplat till

en försämrad löneutveckling om cirka en halv procent när vi kontrollerar för tidsperiod. De resultat som presenteras här indikerar med andra ord inte att män förlorar mer lönemässigt på att ta föräldraledigt än vad kvinnor gör (jfr. t.ex. Albrecht et al. 1999), under förutsättning att de tar lika lång ledighet.

Av analyserna framgår att högutbildade kvinnor och män förlorar mer i lön än andra på föräldrapenninguttaget. Några av de teorier som diskuteras inledningsvis i kapitlet bygger på antaganden om att det framför allt på högre nivåer blir svårt att kombinera arbete och familj (t.ex. Acker 1990). Detta finner också stöd i forskningen (Bihagen, Nermo och Stern 2013; se även kapitel 8 i denna volym). På höga nivåer och toppositioner förväntas den anställde vara mer fri att styra sin arbetstid än vad som är fallet på lägre nivåer. Förväntningar på att den anställde ska arbeta långa dagar eller kanske resa i tjänsten gör att lönen kan påverkas negativt under perioder när sådana förväntningar inte uppfylls. Det kan också bidra till att förväntade befordringar uteblir eller skjuts på framtiden.

Sammanfattningsvis är det ur ett jämställdhetsperspektiv positivt att en veckas föräldraledighet har samma löneeffekt för män som för kvinnor eftersom detta ökar incitamenten för kvinnor och män att dela mer lika på föräldraledigheten. I ett livscykelperspektiv blir det sammantagna lönetappet (eller avsaknaden av positiv löneutveckling) större för kvinnor än för män då kvinnor tar fler föräldrapenningdagar per barn än vad män gör. I det sammanhanget blir det också viktigt att inte bara studera kortsiktiga effekter av föräldrapenninguttag på lön utan även mer långsiktiga effekter. En lång sammanhängande ledighet resulterar i större humankapitalförlust och sämre internutbildningschanser än vad en kortare ledighet gör, något som kan ha kvardröjande effekter åren efter föräldraledigheten. Sådana mer långsiktiga effekter fångas inte av analyserna här då fokus varit på kopplingen mellan föräldrapenninguttag och lön samma år som uttaget skett. Slutligen är det värt att notera att vi i detta kapitel använt föräldrapenningdagar som en skattning av ledighet. Den reella ledigheten är ofta längre än antalet uttagna föräldrapenningdagar eftersom föräldraförsäkringssystemet gör det möjligt att spara dagar genom att begära ersättning för färre dagar än man faktiskt är hemma (se kapitel 2 i denna volym samt Försäkringskassan 2013). Det är med andra ord inte orimligt att utgå ifrån att de analyser vi presenterar underskattar kopplingen mellan föräldraledighet och lön också på kort sikt. Ytterligare

forskning om kopplingen mellan föräldraledighet och lön med hjälp av data som inkluderar indikatorer på föräldraledighetens

längd blir därför viktig.

Referenser

Acker, J. (1990). ”Hierarchies, Jobs, Bodies: A Theory of Gendered

Organizations”, Gender & Society, 4(2): 139–158. Aisenbrey, S., M. Evertsson, M. och D. Grunow (2009) ”Is there a

Career Penalty for Mothers’ Time Out? A Comparison of Germany, Sweden and the United States”, Social Forces 88: 573– 606. Albrecht, J.W., P.A. Edin, M. Sundström och S.B. Vroman (1999).

”Career interruptions and subsequent earnings: A reexamination using Swedish data”, Journal of Human Resources, 34:294–311. Angelov, N., P. Johansson och E. Lindahl (2013). ”Is the persistent

gender gap in income and wages due to unequal family responsibilities?”, IFAU Working paper 2013:3. Bihagen, E., M. Nermo och L. Stern (2013). ”The gender gap in the

business elite: Stability and change in characteristics of Swedish top wage earners in large private companies, 1993–2007”, Acta

Sociologica, published online 18 September 2013.

Bekkengen, L. 2002. Man får välja – om föräldraskap och föräldra-

ledighet i arbetsliv och familjeliv. Doktorsavhandling, Karlstad

universitet. Boye, K. och M. Evertsson (2014). ”Vem gör vad när? Kvinnors

och mäns tid i betalt och obetalt arbete” i Evertsson, M. och C. Magnusson (red.), Ojämlikhetens dimensioner. Uppväxtvillkor,

arbete och hälsa i Sverige. Stockholm: Liber förlag.

Bygren, M. och M. Gähler (2012). ”Family formation and men’s

and women’s attainment of workplace authority”, Social Forces 90: 795–816. Cedstrand, S. (2012). ”Föräldrapenning. Analys av användandet

1974–2011”, Socialförsäkringsrapport 2012:9. Försäkringskassan, Analys och prognos. Connell, R. W. (1995). Masculinities, Berkely: university of

California Press. Correll, S. (2004). ”Constraints into preferences: Gender, status

and emerging career aspirations”, American Sociological Review 69: 93–113. Duvander, A-Z. (2013). ”Föräldrapenning och föräldraledighet.

Mått på olika aspekter av föräldraledighet”, Rapport 2013:13. Inspektionen för socialförsäkringen.

Ekberg, J., R. Eriksson och G. Friebel. (2013). ”Parental leave – A

policy evaluation of the Swedish 'daddy-month' reform”, Journal

of Public Economics 97: 131–143.

Eriksson, R. och M. Nermo. (2010). ”Care for sick children as a

proxy for gender equality in the family”, Social Indicators Rese-

arch 97: 341–356.

Evertsson, M. (2013). ”The Importance of Work: Changing Work

Commitment Following the Transition to Motherhood”, Acta

Sociologica 56: 139–153.

Evertsson, M. och R. Breen (2008). ”The Importance of Work.

Changing Work Commitment Following the Transition to Parenthood”, CIQLE WP 2008-5. Evertsson, M. och A-Z. Duvander (2011) ”Parental Leave – Possi-

bility or Trap? Does Family Leave Length Affect Swedish Women's Labor Market Opportunities?”, European Sociological

Review 27: 435–450.

Evertsson, M. och D. Grunow (2012). ”Women’s Work Inter-

ruptions and Career Prospects in Germany and Sweden”, International Journal of Sociology and Social Policy 32: 561–575. Försäkringskassan (2013). ”Ojämställd arbetsbörda. Föräldraledig-

hetens betydelse för fördelning av betalt och obetalt arbete”, Socialförsäkringsrapport 2013:9, Försäkringskassan, Analys och prognos. Ginther, D. och M. Sundström (2010). ”Does marriage lead to spe-

cialization? An evaluation of Swedish trends in adult earnings before and after marriage”, Swedish Institute for Social Research, Working paper 1/2010. le Grand, C., R. Szulkin och M. Tåhlin (2001). ”Lönestrukturens

förändring i Sverige” i Fritzell, J., M. Gähler och O. Lundberg (red.), Välfärd och arbete i arbetslöshetens årtionde – antologi från

Kommittén Välfärdsbokslut, SOU 2001:53. Stockholm: Fritzes.

Hult, C. och S. Svallfors (2002). ”Production regimes and work

orientations: A comparison of six western countries”, European

Sociological Review 18: 315–331.

Jansson, F., E. Pylkkänen och L. Valck (2003). ”En jämställd för-

äldraförsäkring?”, Bilaga 12 till Långtidsutredningen 2003, SOU 2003:36, Stockholm: Elanders Gotab AB.

Johansson, E-A. (2010). ”Effekten av delad föräldraledighet på

kvinnors löner”, Rapport 2010:5, Institutet för arbetsmarknadspolitisk utvärdering (IFAU). Johansson, M. och A-Z. Duvander (2012). ”Ett jämställt uttag?

Reformer inom föräldraförsäkringen”, Rapport 2012:4, Inspektionen för socialförsäkringen (ISF). Johansson, M. och A-Z. Duvander (2013). ”Effekter på jämställd-

het av reformer i föräldrapenningen”, Rapport 2013:17, Inspektionen för socialförsäkringen (ISF). Johansson, T. och R. Klinth (2008). Caring Fathers: The Ideology

of Gender Equality and Masculine Positions, Men and Masculi-

nities, 11: 42–62.

Kennerberg, L. (2007). ”Hur förändras kvinnors och mäns arbets-

situation när de får barn?”, Rapport 2007:9, Institutet för Arbetsmarknadspolitisk utvärdering (IFAU). Kyle, G. 2000. ”Från patriark till pappa”, i Hwang, P. (red.),

Faderskap i tid och rum, Stockholm: Natur och kultur.

Mincer, J. och S. Polachek (1974). ”Family Investments in Human

Capital: Earnings of Women”, The Journal of Political Economy 82:76–108. Ridgeway, C. (2001). ”Social status and group structure”, I M.A.

Hogg och S. Tindale (red.), Blackwell handbook of social

psychology: Group processes, Malden, MA: Blackwell.

Ridgeway, C. och S. Correll (2004). ”Motherhood as a status

characteristic”, Journal of Social Issues 60: 683–700. SCB (2012). ”Nu för tiden. En undersökning om svenska folkets

tidsanvändning år 2010/2011”, Levnadsförhållanden Rapport 123, Statistiska centralbyrån, Örebro. Stafford, F. P. och M. Sundström (1996). ”Time Out for Childcare:

Signalling and Earnings Rebound Effects for Men and Women”,

Labour 10:609–629.

Svallfors, S., K. Halvorsen och J.G. Andersen (2001). ”Work

orientations in Scandinavia: Employment commitment and organizational commitment in Denmark, Norway and Sweden”,

Acta Sociologica 44: 139–156.

Thoursie, A. 2005. ”Föräldraförsäkringens effekter på sysselsätt-

ning och löner – olika för kvinnor och män?” i Reformerad för-

äldraförsäkring. Kärlek, omvårdnad, trygghet. Betänkande av För-

äldraförsäkringsutredningen. SOU 2005:73. Stockholm: Elanders Gotab AB. Treiman, D. J. (1977). Occupational Prestige in Comparative Per-

spective. New York: Academic Press.

Appendix 7.1

Data och variabler

Syftet är att studera vilken betydelse föräldrapenninguttag (dvs. antal dagar med föräldrapenning) har för månadslönen (omräknad till heltid) upp till sju år efter första barnets födelse. Ett heltidsekvivalent mått för lön används för att ta hänsyn till arbetstidsförkortning och därmed komma närmre ett mått på föräldraledighetens betydelse för månadslönen snarare än årsinkomsten.16 De data som används i analyserna är hämtade från Lönestrukturstatistiken,

Registret över totalbefolkningen, Flergenerationsregistret och det så

kallade LISA-registret (Longitudinell integrationsdatabas för sjuk-

försäkrings- och arbetsmarknadsstudier).17 För att minimera risken

att graviditetsproblem har betydelse för lönen året före födseln för kvinnor studerar vi de som får barn det sista halvåret i perioden 1993–1997 respektive 2000–2004. Föräldrarna inkluderas i analysen första gången året innan det första barnet föds. Eftersom vi har sämre koll på förstabarnsfödslar för de som immigrerat till Sverige begränsar vi urvalet till respondenter födda i Sverige. Personer som dör eller migrerar i perioden 1990–2007 har uteslutits ur urvalet. Respondenter som inkluderas är anställda (företagare exkluderas) året innan de får barn, de har alla information om lön detta år och deras lönebaserade årsinkomst är minst 100 000 kronor (omräknat till 2007 års värde) året innan första barnet föds.18

Indikatorn för föräldraledighet mäts som antal uttagna bruttodagar under ett år, dvs. det antal dagar som föräldern uppburit ersättning från Försäkringskassan för föräldraledighet. Värt att notera är att denna indikator inte nödvändigtvis speglar den reella ledigheten då föräldrar kan välja att spara ledighet genom att ta ut färre föräldrapenningdagar än de dagar de spenderar hemma (se kapitel 2 i denna volym). I detta kapitel använder vi föräldraledig-

heten omräknad i antal veckor där 5 dagar indikerar en hel vecka, då

estimaten blir mycket små när ledigheten räknas dag för dag.

16 Information om lön finns för alla i offentlig sektor samt de i privat sektor med minst 500 anställda. När det gäller privata företag med färre än 500 anställda så finns information om lön endast för ett urval. Det innebär att individer anställda i privata företag med färre än 500 anställda är underrepresenterade. 17 Stort tack till Helen Eriksson, SUDA, Stockholms universitet som delat med sig av sina do-filer för matchning av par med barn. 18 Anledningen till detta är att vi främst vill studera föräldraledighetens betydelse för lönen för de som inte har en marginell arbetsmarknadsanknytning året innan första barnet föds.

Förälderns ålder inkluderas som en proxy för arbetslivserfarenhet. Vi inkluderar även ålder i kvadrat då ålderns/erfarenhetens betydelse för lönen tenderar avta vid hög ålder/lång erfarenhet.

Utbildning inkluderas inledningsvis i tre kategorier där vi skiljer

mellan (a) de med grundskola och ev. gymnasieutbildning om max 2 år (referenskategorin), (b) de med gymnasieutbildning om 3 år och ev. eftergymnasial utbildning om mindre än tre år, samt (c) de med eftergymnasial utbildning om tre år eller mer. I analyser där vi delar upp urvalet efter utbildningsnivå används en mer fingraderad utbildningsvariabel. Denna skiljer mellan (i) förgymnasial utbildning om 9 år eller mindre, (ii) gymnasial utbildning högst två år, (iii) gymnasial utbildning 3 år, (iv) eftergymnasialutbildning < 3 år och (v) eftergymnasial utbildning >= 3 år. Utbildning inkluderas som en fördröjd eller så kallat laggad variabel, det innebär att en utbildningsökning indikeras (eller registreras) året efter att ändringen skett i utbildningsregistret. Vi inkluderar även en indikator för yngsta barnets ålder. Denna indikator har värdet 0 året innan första barnet föds och värdet 1 födelseåret. Den stiger med barnets stigande ålder men sjunker igen (till 1) det år yngre syskon föds.

Sektor delas upp i privat och offentlig sektor. Endast de som är

anställda (och har uppgift om månadslön) inkluderas i analysen. I början av perioden saknas uppgift om sektor för förhållandevis många respondenter (ett problem som försvinner de senare åren under 2000-talet). Lönestrukturstatistiken är även den mer omfattande under den senare perioden vilket innebär att det finns färre individer i modellerna för 1990-talet än i modellerna för 2000-talet (för en mer utförlig beskrivning av indikatorn för lön, se nedan). Slutligen kontrollerar vi i separata analyser för kalenderår för att komma åt den för tidsperiod rensade kopplingen mellan föräldrapenninguttag och lön.

För att ta hänsyn till att arbetslöshetserfarenhet och sjukperioder kan ha en negativ inverkan på lönen kontrollerar vi för uppburen arbetslöshetsersättning respektive sjukersättning om mot-

svarande minst 10 000 kronor enligt 2007 års penningvärde varje år.

När det gäller arbetslöshetsersättning så summerar denna ersättning från arbetslöshetskassa/arbetslöshetsförsäkring, kontant arbetsmarknadsstöd (s.k. KAS och KASEES) och ersättning från statlig arbetsmarknadskassa (AMK) i perioden 1990–98.19I perioden från 1999 och framåt fångar indikatorn enbart ersättning från arbetslös-

19 KASEES och AMK finns endast i perioden 1994–97.

hetskassa/arbetslöshetsförsäkring. Sjukersättning fångar den under året summerade inkomsten av skattepliktig sjukpenning och arbetsskadeersättning samt rehabiliteringsersättning och ersättning från avtalsgruppsjukförsäkring (AGS) och trygghetsförsäkring vid arbetsskada (TFA).

Tillfällig föräldrapenning för vård av barn (inklusive s.k. VAB) kan ha betydelse för lönen. I analysen inkluderas antal dagar ersättning för vård av barn. En del har mycket omfattande tillfällig föräldrapenning. För att minska risken att inflytelserika extremer påverkar estimaten har variabeln kodats ned till 60 dagar för de som har mer än 60 dagars ersättning (gäller mycket få). Värt att notera är att de s.k. pappadagarna (10 dagar som kan användas upp till 60 dagar efter barnets födelse) ingår i den tillfälliga föräldrapenningen.

Slutligen indikerar dummies antal sysselsatta på arbetsstället. Vi skiljer här mellan arbetsställen med 21–100 anställda, 101–500 anställda och fler än 500 anställda. Referenskategorin är arbetsställen med som högst 20 anställda.

Den beroende variabeln är s.k. heltidsekvivalent månadslön, dvs. månadslön omräknad till heltid för de som arbetar mindre än heltid. Den senare hämtas från Lönestrukturstatistiken och innefattar fast lön, fasta lönetillägg, rörlig lön som ackordslön och provision, OB-/skifttillägg, förmåner samt jour- och beredskapsersättning. Övertidsersättning/-tillägg ingår inte i den heltidsekvivalenta lönen. Vissa individer har lön från fler än en arbetsgivare ett givet år (något som dels kan bero på att människor byter jobb, dels på att vissa har två eller fler jobb samtidigt). När det har funnits fler än en registrering per år och individ har den anställning där tjänsteomfattningen och lönen är högst valts. Uppgift om lönen inhämtas i september månad för den privata och den statliga sektorn medan uppgifter från den primärkommunala och landstingskommunala sektorn inhämtas i november. I de multivariata analyserna används den logaritmerade lönen.

I deskriptiva analyser visar vi också hur olika inkomster förändras när par får barn. Förvärvsinkomsten är summan av bruttolön och inkomst av rörelse/jordbruksfastighet. Förvärvsersättning inkluderar, utöver bruttolön och inkomst av rörelse/jordbruksfastighet, bland annat sjukpenning, havandeskapspenning, sjuklönegaranti, skattepliktig arbetsskadeersättning, föräldrapenning och tillfällig föräldrapenning.

I tabell 7A.1–7A.4 visas deskriptiv statistik för de män och kvinnor som ingår i de multivariata analyserna. Det är värt att

komma ihåg att respondenter som arbetar i företag med färre än 500 anställda i privat sektor är underrepresenterade. Individer finns också bara med i analyserna de år de har uppgift om lön. Tabellerna visar alltså inte ett genomsnittsurval av den anställda befolkningen eller anställda föräldrar.

Tabell 7A.1 Deskriptiv statistik för män som ingår i de multivariata

analyserna. Avser perioden 1999–2007, för de som fick sitt barn andra halvåret 2000–2004. N=164952 personår för sammanlagt 30 956 individer.

Medelvärde Standardavv. 1 Min Max

Månadslön (Ln)

10.18

0.31 9.21 13.17

Värdet ovan motsv. månadslön, kr:

26 370

Ålder

33.28

5.33 18 65

Föräldrapenning, antal femdagarsveckor

3.53

6.94 0 73.2

2

Tillfällig föräldrapenning (inkl. VAB), antal dagar 4.72

6.73 0 60

Har fått arbetslöshetsersättning om minst 10 tkr (enl. 2007 års värde). Andel. 0.03

0.16 0 1

Har fått sjukersättning om minst 10 tkr (enl. 2007 års värde). Andel.

0.03

.17 0 1

Utbildning. Andelar Max 2 års gymnasium (ref.)

0.27

Gymn. 3 år/eftergym. utbildn.<3 år

0.42

0.49 0 1

Eftergymnasial utbildning >= 3 år

0.31

0.46 0 1

Anställd i privat sektor. Andel.

0.63

0.48 0 1

Yngsta barnets ålder

1.99

1.64 0 8

Arbetsställets storlek. Andelar. Max 20 anställda (ref.)

3

0.10

21–100 anställda

0.25

0.43 0 1

101–500 anställda

0.31

0.46 0 1

Fler än 500 anställda

0.30

0.46 0 1

Ingen information om antal anst.

0.04

0.19 0 1

Observationer per individ

5.3

- 1 9

1 Standardavvikelserna är inte korrigerade för att vissa individer bidrar med fler episoder än andra. 2 Eftersom beräkningen är gjord på ett uttag av fem dagar per vecka blir maxtiden högre än 52 (då vissa tar ut 7 dagar per vecka). 3 Arbetsställets storlek speglar det faktum att datamaterialet (då det grundas på de med uppgift om månadslön) endast omfattar ett urval av alla mindre arbetsställen i privat sektor. Estimaten i tabellen är beräknade som en postestimering till den multivariata analysen och för referenskategorierna genererar programmet ingen uppgift om standardavvikelse och min/max (se även referenskategorin för utbildning).

Tabell 7A.2 Deskriptiv statistik för män som ingår i de multivariata

analyserna. Avser perioden 1992–2000, för de som fick sitt första barn 1993–1997. N=118447 personår för sammanlagt 21 620 individer.

Medelvärde Standardavv. 1 Min Max

Månadslön (Ln)

9.97

0.29 8.86 13.32

Värdet ovan motsv. månadslön, kr:

21 375

Ålder

32.45

5.40 18 63

Föräldrapenning, antal femdagarsveckor

2.13

5.31 0 73.2

2

Tillfällig föräldrapenning (inkl. VAB), antal dagar 4.48

6.48 0 60

Har fått arbetslöshetsersättning om minst 10 tkr (enl. 2007 års värde). Andel. 0.03

0.18 0 1

Har fått sjukersättning om minst 10 tkr (enl. 2007 års värde). Andel.

0.02

0.15 0 1

Utbildning. Andelar Max 2 års gymnasium (ref.)

0.43

Gymn. 3 år/eftergymn utb.< 3 år

0.35

0.48 0 1

Eftergymnasial utbildning >=3 år

0.22

0.42 0 1

Anställd i privat sektor. Andel.

0.54

0.50 0 1

Yngsta barnets ålder

2.08

1.70 0 8

Arbetsställets storlek. Andelar. Max 20 anställda (ref.)

3

0.10

21–100 anställda

0.24

0.43 0 1

101–500 anställda

0.30

0.46 0 1

Fler än 500 anställda

0.32

0.47 0 1

Ingen information om antal anst.

0.04

0.19 0 1

Observationer per individ

5.5

1 9

1 Standardavvikelserna är inte korrigerade för att vissa individer bidrar med fler episoder än andra. 2 Eftersom beräkningen är gjord på ett uttag av fem dagar per vecka blir maxtiden högre än 52 (då vissa tar ut 7 dagar per vecka). 3 Arbetsställets storlek speglar det faktum att datamaterialet (då det grundas på de med uppgift om månadslön) endast omfattar ett urval av alla mindre arbetsställen i privat sektor. Estimaten i tabellen är beräknade som en postestimering till den multivariata analysen och för referenskategorierna genererar programmet ingen uppgift om standardavvikelse och min/max (se även referenskategorin för utbildning).

Tabell 7A.3 Deskriptiv statistik för kvinnor som ingår i de multivariata

analyserna. Avser perioden 1999–2007. N=144814 personår för sammanlagt 33 419 individer.

Medelvärde Standardavv. 1 Min Max

Månadslön (Ln)

10.04

0.25 9.02 12.59

Värdet ovan motsv. månadslön, kr:

22 925

Ålder

31.67

4.65 18 56

Föräldrapenning, antal femdagarsveckor 11.45

15.41 0 73.2

2

Tillfällig föräldrapenning (inkl. VAB), antal dagar 3.98

6.91 0 60

Har fått arbetslöshetsersättning om minst 10 tkr (enl. 2007 års värde). Andel. 0.05

0.21 0 1

Har fått sjukersättning om minst 10 tkr (enl. 2007 års värde). Andel.

0.09

0.28 0 1

Utbildning. Andelar Max 2 års gymnasium (ref.)

0.13

Gymn. 3 år/eftergymn utb.< 3 år

0.40

0.49 0 1

Eftergymnasial utbildning >=3 år

0.47

0.50 0 1

Anställd i privat sektor. Andel.

0.36

0.48 0 1

Yngsta barnets ålder

2.18

1.73 0 8

Arbetsställets storlek. Andelar. Max 20 anställda (ref.)

3

21–100 anställda

0.32

0.47 0 1

101–500 anställda

0.26

0.44 0 1

Fler än 500 anställda

0.23

0.42 0 1

Ingen information om antal anst.

0.04

0.20 0 1

Observationer per individ

4.3

1 9

1 Standardavvikelserna är inte korrigerade för att vissa individer bidrar med fler episoder än andra. 2 Eftersom beräkningen är gjord på ett uttag av fem dagar per vecka blir maxtiden högre än 52 (då vissa tar ut 7 dagar per vecka). 3 Arbetsställets storlek speglar det faktum att datamaterialet (då det grundas på de med uppgift om månadslön) endast omfattar ett urval av alla mindre arbetsställen i privat sektor. Estimaten i tabellen är beräknade som en postestimering till den multivariata analysen och för referenskategorierna genererar programmet ingen uppgift om standardavvikelse och min/max (se även referenskategorin för utbildning).

Tabell 7A.4 Deskriptiv statistik för kvinnor som ingår i de multivariata

analyserna. Avser perioden 1992–2000. N=96846 personår för sammanlagt 21 775 individer.

Medelvärde Standardavv. 1 Min Max

Månadslön (Ln)

9.82

0.23 8.92 11.98

Värdet ovan motsv. månadslön, kr:

18 398

Ålder

30.91

4.79 18 54

Föräldrapenning, antal femdagarsveckor 11.46

16.85 0 73.2

2

Tillfällig föräldrapenning (inkl. VAB), antal dagar 4.37

7.28 0 60

Har fått arbetslöshetsersättning om minst 10 tkr (enl. 2007 års värde). Andel. 0.08

0.27 0 1

Har fått sjukersättning om minst 10 tkr (enl. 2007 års värde). Andel.

0.08

0.26 0 1

Utbildning. Andelar Max 2 års gymnasium (ref.)

0.34

Gymn. 3 år/eftergymn utb.< 3 år

0.41

0.49 0 1

Eftergymnasial utbildning >=3 år

0.25

0.44 0 1

Anställd i privat sektor. Andel.

0.31

0.46 0 1

Yngsta barnets ålder

2.29

1.83 0 8

Arbetsställets storlek. Andelar. Max 20 anställda (ref.)

3

0.18

21–100 anställda

0.30

0.46 0 1

101–500 anställda

0.23

0.42 0 1

Fler än 500 anställda

0.24

0.43 0 1

Ingen information om antal anst.

0.05

0.20 0 1

Observationer per individ

4.4

1 9

1 Standardavvikelserna är inte korrigerade för att vissa individer bidrar med fler episoder än andra. 2 Eftersom beräkningen är gjord på ett uttag av fem dagar per vecka blir maxtiden högre än 52 (då vissa tar ut 7 dagar per vecka). 3 Arbetsställets storlek speglar det faktum att datamaterialet (då det grundas på de med uppgift om månadslön) endast omfattar ett urval av alla mindre arbetsställen i privat sektor. Estimaten i tabellen är beräknade som en postestimering till den multivariata analysen och för referenskategorierna genererar programmet ingen uppgift om standardavvikelse och min/max (se även referenskategorin för utbildning).

Tabell 7A.5 Förändringar i mäns månadslön (omräknad till heltid) för de vars

första barn föddes andra halvåret 2000–2004 respektive 1993– 1997.

FE2000/04 OLS2000/04 FE1993/97 OLS1993/97

Föräldrapenning, veckor *10

-0.002*** -0.012*** -0.002** -0.014***

Tillfällig föräldrapenning (inkl. VAB) -0.001*** -0.004*** -0.001*** -0.003*** Arbetslöshetsersättning >10tkr -0.022*** -0.116*** -0.013*** -0.085*** Sjukersättning >10tkr -0.008*** -0.054*** -0.006 -0.025*** Högst två års gymn. (ref.) 0.000 0.000 0.000 0.000 Gymn. 3 år/eftergymn utb. < 3 år -0.017* 0.132*** -0.001 0.091*** Eftergymnasial utbildning>=3 år 0.033*** 0.310*** 0.114*** 0.282*** Offentlig sektor (ref.) 0.000 0.000 0.000 0.000 Privat sektor 0.055*** 0.185*** 0.052*** 0.133*** Ålder 0.058*** 0.070*** 0.065*** 0.044*** Ålder

2

-0.000*** -0.001*** -0.000*** -0.000***

Yngsta barnets ålder

-0.003*** -0.007*** -0.005*** -0.006***

Arbetsställe med < 21 anst. (ref) 0.000 0.000 0.000 0.000 Arbetsställe med 21–100 anst. 0.008*** 0.018*** 0.006* 0.024*** Arbetsställe med 101–500 anst. 0.016*** 0.068*** 0.017*** 0.070*** Arbetsställe med mer än 500 anst. 0.024*** 0.119*** 0.019*** 0.112*** Kalenderår Ja Ja Ja Ja Konstant 8.539*** 8.316*** 8.168*** 8.728*** Antal personår 164,952 164,952 118,447 118,447 Antal individer 30,956 21,620 R

2

within / R

2

0.348 0.396 0.513 0.452

Signifikansnivåer *** p<0.001, ** p<0.01, * p<0.05 Not: Individerna följs t.o.m. 2007 respektive 2000.

Tabell 7A.6 Förändringar i kvinnors månadslön (omräknad till heltid) för de

vars första barn föddes andra halvåret 2000–2004 respektive 1993–1997.

FE2000/04 OLS2000/04 FE1993/97 OLS1993/97

Föräldrapenning, veckor *10

-0.002*** -0.006*** -0.002*** -0.001***

Tillfällig föräldrapenning (inkl. VAB) -0.001*** -0.004*** -0.001*** -0.003*** Arbetslöshetsersättning >10tkr -0.018*** -0.072*** -0.014*** -0.038*** Sjukersättning >10tkr -0.009*** -0.018*** -0.004* 0.008*** Högst två års gymn. (ref.) 0.000 0.000 0.000 0.000 Gymn. 3 år/eftergymn utb. < 3 år -0.015** 0.083*** 0.004 0.050*** Eftergymnasial utbildning >=3 år 0.008 0.224*** 0.046*** 0.207*** Offentlig sektor (ref.) 0.000 0.000 0.000 0.000 Privat sektor 0.042*** 0.156*** 0.040*** 0.108*** Ålder 0.035*** 0.037*** 0.034*** 0.021*** Ålder

2

-0.000*** -0.000*** -0.000 -0.000***

Yngsta barnets ålder

0.001*** -0.005*** -0.000 -0.003***

Arbetsställe med < 21 anst. (ref) 0.000 0.000 0.000 0.000 Arbetsställe med 21–100 anst. 0.005*** 0.026*** -0.002 0.012*** Arbetsställe med 101–500 anst. 0.015*** 0.087*** 0.001 0.061*** Arbetsställe med mer än 500 anst. 0.016*** 0.130*** 0.008** 0.098*** Kalenderår

Ja

Ja

Ja

Ja

Konstant

9.028*** 8.852*** 8.821*** 9.125***

Antal personår

144,814 144,814 96,846 96,846

Antal individer

33,419

21,775

R

within / R

2

0.370 0.453 0.529 0.493

Signifikansnivåer *** p<0.001, ** p<0.01, * p<0.05 Not: Individerna följs t.o.m. 2007 respektive 2000.

8. Familjeansvar och könslöneskillnader

Charlotta Magnusson och Magnus Nermo

8.1 Inledning

Familjeansvar är inte alltid lätt att förena med ett aktivt arbetsmarknadsdeltagande. Tidigare forskning tyder dessutom på att det finns könsskillnader i sambandet med familjesituation och framgång på arbetsmarknaden. Mäns karriärer och löner tycks t.ex. påverkas positivt av att ha familj, medan det tycks försvåra kvinnors karriärmöjligheter (Hinze 2000; Correll m.fl. 2007). Vidare tyder tidigare studier på att äktenskap tycks resultera i högre löner för män (Korenman och Neumark 1992; Richardson 1997; Bardasi och Taylor 2008), medan det snarare är negativt för kvinnors löner (Korenmen och Neumark 1992; Regnér och Isacsson 2008). Flera studier, framförallt amerikanska, visar dessutom att det föreligger ett negativt samband mellan lön och moderskap (Budig och England 2001; Budig och Hodges 2010; Gough och Noonan 2013). Detta samband har dock inte bekräftats i nordiska studier (se t.ex. Gash 2009, Petersen, Penner och Hogsnes 2007). När det gäller män så tycks deras löner antingen vara opåverkade eller till och med positivt påverkade av faderskap (Polachek 2004; Glauber 2008; Boschini, Håkanson, Rosén och Sjögren 2011; Killewald 2013). Ett problem med denna forskning är att det ofta är svårt att avgöra vad som är orsak och verkan. Det bör därför noteras att senare studier indikerar att t.ex. ovanstående äktenskapspremie för män snarare är en selektionseffekt, dvs. att mer ”framgångsrika” män också är relativt mer benägna än andra män att gifta sig (se t.ex. Ludwig och Brüderl 2011).

Gemensamt för ovan nämnda forskning är dock att familjesituationen inverkar olika på kvinnors och mäns löner och karriärer, vilket gör den betydelsefull för vår förståelse av t.ex. könslönegapet på arbetsmarknaden. Av tidigare forskning vet vi att könslönegapet i Sverige är störst bland män och kvinnor med hög utbildningsnivå (Evertsson m.fl. 2009), bland individer i högkvalificerade yrken (Boye, Halldén och Magnusson 2014) som befinner sig i toppen av lönefördelningen (Albrecht, Björklund och Vroman 2003; Bihagen, Nermo och Stern 2013) samt i yrken med hög yrkesprestige (Magnusson 2009). Ett skäl till detta som framförts under senare tid är att ovanstående negativa effekter av kvinnors familjeansvar är

större inom högkvalificerade yrken (jfr. Anderson m.fl. 2002; Blair-Loy 2003; Magnusson 2010a). Kvinnors större familjeansvar antas med andra ord vara mer negativt för lön och karriärmöjligheter inom högkvalificerade än lågkvalificerade yrken eftersom de förra ofta är svårare att kombinera med ett ansvar utanför förvärvsarbetet. För att få bäst möjliga löneutveckling inom högkvalificerade yrken krävs att den anställde är ständigt tillgänglig, arbetar övertid och deltar i aktiviteter utanför ordinarie arbetstid samt tjänsteresor (se t.ex. Presser och Hermsen 1996; Gustafson 2006). Eftersom kvinnor generellt fortfarande bär huvudansvaret för familjen är det således rimligt att anta att kvinnor med familj har svårare än män i motsvarande situation att kombinera sitt familjeansvar med denna typ av arbetsvillkor.

Syftet med kapitlet är därför att ge en kortare kunskapsöversikt av tidigare svensk och internationell forskning om familjesituationens betydelse för att förstå mäns och kvinnors olika villkor på arbetsmarknaden. Ett ytterligare mer analytiskt syfte är att studera i vilken utsträckning könslönegapet varierar efter familjesituation, dvs. bland ensamstående, sammanboende utan respektive med barn. Vidare är vi även intresserade av att studera betydelsen av familjesituation och arbetsvillkor för att förklara könslönegapet på olika löne- respektive yrkesprestigenivåer. Samtliga analyser baseras på Levnadsnivåundersökningarna 2000 och 2010 (LNU 2000 och LNU 2010).

8.2 Könslöneskillnader, familjesituation och arbetsvillkor

Svensk socialpolitik har sedan lång tid kännetecknats av en så kallad tvåförsörjarmodell, vilket betyder att båda föräldrarna förvärvsarbetar och att familjepolitiken syftar till att underlätta för framförallt kvinnor att förvärvsarbeta genom att erbjuda t.ex. offentligt subventionerad barnomsorg och betald föräldraledighet (Korpi 2000). I och med detta har kvinnors och mäns sysselsättningsgrad varit ungefär lika hög sedan 1980-talet. Det finns dock fortfarande stora skillnader mellan kvinnors och mäns arbetsmarknadsbeteende. Kvinnor arbetar t.ex. deltid i betydligt större utsträckning än män. Vidare minskar kvinnors betalda arbetstid markant när de blir mödrar medan mäns arbetstid är nästan opåverkad av att de blir fäder (Kennerberg 2007; Boye och Evertsson 2014). På motsvarande sätt ökar kvinnors tid i obetalt hushållsarbete när de blir

mödrar. Bland föräldrar utför kvinnorna ungefär dubbelt så mycket obetalt arbete som männen (SCB 2004; se även Kapitel 4 i denna volym). Mödrar tar dessutom ut ungefär 75 procent av alla föräldraledighetsdagar, och cirka 65 procent av all tillfällig vård av sjuka barn (VAB) (se Kapitel 2 i denna volym). Sammantaget är därmed mödrar betydligt mer frånvarande än fäder från förvärvsarbete, vilket rimligtvis även får betydelse för könsskillnader i arbetsmarknadsbelöningar såsom lön. Vissa forskare menar därför att tvåförsörjarmodellen inte bara ökar jämställdheten i termer av t.ex. sysselsättning, utan också medför negativa konsekvenser för kvinnors karriärmöjligheter. Kvinnor i länder med familjevänliga politiska lösningar blir med andra ord mindre attraktiva på arbetsmarknaden på grund av sin frånvaro från arbetet (Hakim 2000; Mandel och Semyonov 2005; Datta Gupta, Oaxaca och Smith 2006; Datta, Smith och Verner 2008). Vidare visar Mandel och Semyonov (2005) att andelen kvinnor bland chefer och arbetsledare är lägre i dessa länder. Enligt Mandel och Semyonov resulterade utbyggnaden av den offentliga sektorn i Sverige inte bara i ett högt kvinnligt arbetskraftsdeltagande utan även i en högre koncentration av deltidsarbetande kvinnor i ett fåtal serviceyrken. Sammanfattningsvis menar de att socialpolitiken i länder som Sverige underlättar för föräldrar att kombinera familj och arbete, genom t.ex. lång föräldraledighet, subventionerad barnomsorg, och rätt till deltidsarbete för småbarnsföräldrar, samtidigt som den får negativa konsekvenser för kvinnors karriärmöjligheter på arbetsmarknaden.

Bilden är dock troligtvis betydligt mer komplex. Korpi med kollegor (2013) visar t.ex. att andelen förvärvsarbetande bland speciellt lågutbildade kvinnor och bland mödrar är internationellt sett mycket hög i Sverige. Av Halldén med fleras (2011) studie av sambandet mellan socialpolitik och löneskillnader bland mödrar i tio europeiska länder framgår dessutom att en hög andel barn i offentligt finansierad barnomsorg minskar lönestraffet för moderskap. Samtidigt visar deras studie dock att betald föräldraledighet tycks öka lönegapet något bland mödrar i lågkvalificerade arbeten. Grönlund och Magnusson (2014) visar vidare att könslönegapet bland högutbildade visserligen är stort i Sverige men inte större än i länder såsom Storbritannien och Tyskland, vars familjepolitik inte liknar den svenska. Något som också talar emot ovanstående kritik är att kvinnodominerade yrken som vård eller omsorgsarbete inte är speciellt lågavlönade i Sverige (Magnusson 2010b). Den följande kunskapsöversikten syftar dels till att ge en kort beskrivning av två

teoretiska perspektiv på könsskillnader i lön, dels ge en bild av tidigare forskning om sambandet mellan familjeansvar och könslöneskillnader.

8.2.1 Individuella och strukturella förklaringar till könslöneskillnader

Ekonomisk och sociologisk forskning om könslöneskillnader utgår huvudsakligen från s.k. utbuds- eller efterfrågeteorier för att förstå variationer i arbetsmarknadsdeltagande och arbetsmarknadsbelöningar såsom lön. Gemensamt för båda dessa perspektiv är att familjen anses vara en viktig faktor för att förstå löneskillnader (Hinze, 2000; Polachek, 2004).

Med utbudsteorier (supply-side) åsyftas teorier som fokuserar på skillnader mellan individer, och det negativa sambandet mellan familj och lön för kvinnor förklaras då med könsskillnader i individuell produktivitet (och/eller preferenser), vilken i sin tur härrör från den skeva könsfördelningen av betalt och obetalt arbete (Glauber 2008). Med andra ord tenderar kvinnor, till skillnad från män, att i samband med föräldraskap öka sin tid i hushållsarbete och minska den tid de tillbringar i förvärvsarbete (Sanchez och Thomson 1997; Boye och Evertsson 2014). Enligt Neoklassisk ekonomisk teori antas investeringar i humankapital, t.ex. arbetslivserfarenhet och utbildning, (både i skolan och på arbetsplatsen) öka individens produktivitet på arbetsmarknaden, vilket i sin tur leder till en högre lön (Becker 1967). Beckers hypotes om specialisering hävdar att det finns en rationell uppdelning av investeringar i humankapital mellan män och kvinnor i ett hushåll som syftar till att använda hushållets resurser på bästa möjliga sätt. Givet att män har större möjligheter på arbetsmarknaden investerar de därför främst i humankapital som är gångbart på arbetsmarknaden, och kvinnor specialiserar sig i högre grad på obetalt arbete utanför arbetsmarknaden (Becker 1991). Medan män har tid för fritidsaktiviteter, så tillbringar kvinnor mycket av sin ”fritid” i obetalt arbete såsom hushållsarbete och omsorg om barn. Det faktum att kvinnor lägger mer kraft än män på obetalt arbete leder enligt detta teoretiska perspektiv till en könsskillnad i produktivitet på arbetsmarknaden där män generellt upplevs som mer produktiva än kvinnor. Ett ansvar för hem och familj såsom att organisera och planera familjelivet riskerar dessutom att ta tid från kvinnors arbete genom

att de i större utsträckning än män inte bara står för merparten av vården av sjuka barn utan även oroar sig mer för barnen. Denna typ av familjeansvar minskar vidare kvinnors möjligheter att inneha krävande arbeten (vanligtvis högprestigejobb) där det ofta ställs höga krav på tillgänglighet, obetald övertid och resor i tjänsten (jfr. Becker 1991).

Ytterligare en förklaring som förts fram till kvinnors generellt lägre löner är att traditionella kvinnojobb skulle vara mer ”mammavänliga” jobb, dvs. jobb som erbjuder bättre möjligheter att kombinera familjeliv och förvärvsarbete, såsom t.ex. deltidsarbete eller flexibla arbetstider, men till en lägre lön. Följaktligen tenderar kvinnor enligt detta perspektiv att välja arbeten med arbetsvillkor som ger bättre möjligheter att kombinera med ett huvudansvar för familj och barn snarare än arbetsvillkor som maximerar deras lön. Det bör dock noteras att antagandet om att typiska kvinnojobb erbjuder dessa möjligheter är tämligen svagt (se t.ex. Glass och Camarigg 1992; England 2005; Kjellsson, Magnusson och Tåhlin 2014). I linje med idén om mamma-vänliga jobb lanserade Wright m.fl. (1995) hypotesen om så kallad självselektion (self-selection). Tanken bakom hypotesen är att kvinnor i högre grad än män antas välja att avstå från arbetsledande befattningar eftersom dessa ofta innebär både övertidsarbete och tjänsteresor. Emellertid tyder Wrights m.fl. (1995) komparativa studie på att så inte är fallet. Av de sju länderna som var med i studien får hypotesen om självselektion endast ett visst stöd i Kanada.1

Det som ovan benämndes självselektion kan naturligtvis också vara en form av diskriminering från arbetsgivare, vilket är en typ av strukturell begränsning som fokuseras inom så kallade efterfrågeteorier (demand-side). I en amerikansk studie hävdar Glass (1999) t.ex. att många arbetsgivare konstruerar profiler eller sätter upp kriterier för vad som kännetecknar en lovande och kompetent anställd. Den ideale medarbetaren kan t.ex. vara en gift person som saknar huvudansvar för det obetalda arbetet i hushållet och är därmed i hög grad tillgänglig för övertidsarbete och arbete utanför ordinarie arbetstid. Givet den rådande könsfördelningen av familjeansvar i samhället finns en överhängande risk att arbetsgivare med denna syn på den ”ideale” arbetaren betraktar kvinnor med barn som mindre arbetsorienterade än män med barn, och därmed i högre grad premierar fäder än mödrar vid t.ex. befordran, intern-

1 Studien omfattade USA, Kanada, Storbritannien, Australien, Sverige, Norge och Japan (se Wright m.fl. 1995).

utbildning och lönesättning (jfr. Glauber 2007). Arbetsgivare kan på samma sätt anta att mödrar är mindre intresserade än fäder av arbeten som innebär övertidsarbete och tjänsteresor (Presser och Hermsen 1996). Sammantaget betyder detta att så länge kvinnor faktiskt har eller antas ha huvudansvaret för familjen, finns en risk att kvinnor och män värderas olika av arbetsgivare.

Ovanstående syn på den ideale medarbetaren tycks vara rådande inom t.ex. vissa högprestigeyrken där det inte anses möjligt att utföra ett ”bra” jobb på fyrtio timmar i veckan, utan istället förväntas den anställde arbeta 50–70 timmar i veckan. Ett arbete med sådana krav kan vara omöjligt att ha för någon som samtidigt bär huvudansvar för familjen. Förenklat finns det enligt detta synsätt därför två typer av arbetstagare, dvs. de som kan förbinda sig till denna typ av arbetsvillkor och de som på grund av familjeansvar inte kan det (jfr. Acker 1992; Williams 2000). Givet rådande strukturer kan detta leda till att arbetsgivare är mindre benägna att anställa kvinnor i högkvalificerade befattningar som kräver hög grad av tillgänglighet, obetald övertid och tjänsteresor. Kulturella antaganden som dessa tenderar att påverka och strukturera organisatoriska belöningar, vilket får till följd att mäns och kvinnors arbetsliv och arbetsmarknadsbelöningar ser olika ut (Acker 1990).

8.2.2 Tidigare forskning om sambandet mellan familjesituation och lön

Inledningsvis nämndes att flera studier visat att sambandet mellan familjesituation och framgång på arbetsmarknaden ser olika ut för män respektive kvinnor (se t.ex. Korenman och Neumark 1992; Richardson 1997; Angelov, Johansson och Lindahl 2013; Boye, Halldén och Magnusson 2014). Regnér och Isacsson (2008), till exempel, jämförde inkomster mellan sammanboende/gifta och ensamboende 1990, 1993 och 1998 och fann att kvinnor som blev sambo under denna tidsperiod hade lägre lön när de var sambo än de kvinnor som var ensamstående under hela perioden. Det är dock värt att notera att den förra gruppen kvinnor, dvs. de som blev sambo, hade högre löner som ensamboende (innan de blev sambo) än de kvinnor som var ensamboende under hela perioden. Männens lön ökade istället när de gick från att vara ensamboende till att bli sammanboende. Sammantaget tyder alltså Regners och Isacssons

(2008) studie på att kvinnor förlorar i lön när de blir sammanboende medan män tycks tjäna på det.

Av tidigare forskning framgår att familjebildningen är av stor betydelse i detta sammanhang, dvs. det tycks finnas ett negativt samband mellan moderskap och kvinnors löneutveckling (Budig och England 2001; Glauber 2007; Evertsson och Duvander 2011), och att det negativa sambandet mellan lön och föräldraskap kvarstår även efter att hänsyn tagits till arbetslivserfarenhet (Waldfogel 1997). Inom forskningen kallas ofta detta för ett lönestraff (wage penality) för moderskap. Storleken på detta ”lönestraff” skattades i en amerikansk studie till cirka 7 procent (Budig och England 2001). Av samma studie framgick vidare att kvinnors kortare arbetslivserfarenhet och typ av yrke endast förklarade ungefär en tredjedel av lönestraffet för moderskap. I linje med detta visade en experimentstudie att amerikanska rekryterare betygsatte mödrar som både mindre kvalificerade och mindre arbetsvilliga än icke-mödrar (Correll m.fl. 2007).

Det är dock viktigt att notera att andra studier motsäger dessa resultat. Av en norsk studie av kvinnor med samma arbete och arbetsgivare återfanns t.ex. ingen löneskillnad mellan kvinnor med respektive utan barn. I studien betonades istället att löneskillnaderna mellan könen snarare beror på att män lönepremieras oavsett familjesituation. Män tenderar utöver detta också premieras för både äktenskap och föräldraskap (se Petersen m.fl. 2007). Det finns även andra studier som har funnit ett mycket litet eller inget stöd för ett negativt samband mellan moderskap och lön i t.ex. Danmark (Datta Gupta och Smith 2002) och Finland (Gash 2009).

Sammanfattningsvis tyder tidigare forskning på att det finns stöd för att sambandet mellan familjesituation och lön varierar efter kön, och att sammanboende och framförallt föräldraskap är negativt relaterat till kvinnors löneutveckling, alternativt positivt relaterat endast till mäns löneutveckling.

8.2.3 Sambandet mellan familjesituation, kvalifikationsnivå och lön

Även om forskningen inte är helt entydig så tyder mycket på att det negativa sambandet mellan föräldraskap och lön kan antas vara mer uttalat för kvinnor inom högkvalificerade yrken (se t.ex. (Boye, Halldén och Magnusson 2014). Anderson m.fl. (2002)

hävdar att frånvaron från arbetsmarknaden till följd av barnafödande leder till en minskning av humankapital vilket kan resultera i större straff för högutbildade kvinnor än för lågutbildade kvinnor. Deras resultat visar att lönestraffet för moderskap är lägre för lågutbildade kvinnor. Detta bekräftas även av Waldfogels (1997) studie som fann att lönestraffet för moderskap tenderar att stiga med utbildningsnivå. Emellertid indikerar en senare studie av Anderson m.fl. (2003) att straffet för moderskapet är störst för kvinnor med ”High school”-examen (ungefär motsvarande gymnasium) och således inte störst för kvinnor med högst utbildningsnivå.

Det bör dock noteras att dessa resultat härrör från amerikanska studier. I en svensk studie av kvinnor och män födda mellan 1945 och 1962 visar Boschini m.fl. (2011) att sambandet mellan inkomst vid 45 års ålder och antalet barn främst är negativt för kvinnor utan universitetsutbildning. För kvinnor med universitetsutbildning är detta samband endast negativt för kvinnor födda på fyrtiotalet. För de yngsta i studien, födda i slutet av femtiotalet och början av sextiotalet, är sambandet mellan barn och inkomst vid 45 års ålder istället positivt.2 Motsvarande samband för män med universitetsutbildning är tydligt positivt för alla födelsegrupper och tenderar dessutom att bli allt starkare över tid, dvs. för de födda i slutet av femtiotalet och i början av sextiotalet är faderskap än mer gynnsamt för inkomsten vid 45 års ålder (Boschini m.fl. 2011).

Sammantaget tyder ovanstående på att föräldraskap, givet rådande fördelning av ansvar för barn och familj, får olika konsekvenser för kvinnors och mäns löner. Ett tänkbart skäl till detta som redan nämnts är att den anställdes lön i högkvalificerade yrken i högre grad bestäms av faktorer som är svåra att kombinera med familjeansvar, så som tillgänglighet i termer av t.ex. övertid och tjänsteresor. Möjligheten att arbeta mycket övertid är t.ex. i dag en viktig förutsättning för att inneha ledande och prestigefyllda positioner på arbetsmarknaden (jfr Williams 2000). Givet andra egenskaper såsom utbildning och kompetens kan tillgänglig tid därför betraktas som en resurs som begränsar kvinnor i högre grad än män från att inneha prestigefyllda positioner (Rutherford 2001; jfr. Blair-Loy 2003). Presser och Hermsen (1996) hävdar vidare att forskningen har försummat könsskillnader vad gäller tjänsteresor,

2 Det kan noteras att studien inte visar något tydligt samband mellan inkomst och antal barn för kvinnor med prestigeutbildning, vilket troligtvis beror på att antalet kvinnor i denna grupp är relativt litet (se Boschini m.fl. 2011).

och hur dessa kan ge belöningar i form av högre lön, status och oberoende. Av deras amerikanska studie framgår att män är mycket mer benägna än kvinnor att göra tjänsteresor, men de fann däremot inget samband mellan familjesituation och sannolikheten att resa. En svensk studie bekräftar att män i allmänhet reser mer än kvinnor (Gustafson 2006). I motsats till ovan visade dock studien även att föräldraskap minskade kvinnors tjänsteresande, medan det inte hade någon inverkan på mäns resor.

En ytterligare faktor av stor betydelse för lön givet yrkets kvalifikationsnivå är naturligtvis om den anställde har en arbetsledande befattningen. Av tidigare forskning framgår att könsskillnaden i denna typ av befordran delvis är relaterad till familjesituationen (se t.ex. Granqvist och Persson 2005; Bygren och Gähler 2012). Bygren och Gähler (2012) fann t.ex. ett starkt samband mellan familjesituation och kvinnors sannolikhet att inneha en arbetsledande befattning. De fann i detta avseende ingen könsskillnad mellan barnlösa kvinnor och män, utan skillnaden förklarades genom att mäns befordringsmöjligheter ökade när de blev fäder medan den var oförändrad för mödrar. Sammantaget är kvinnor mer sällan än män i arbetsledande befattningar inom högkvalificerade yrken, vilket betyder att kvinnor mer sällan än män har befattningar som genererar den högsta löneavkastningen. Detta bekräftas indirekt av andra svenska och internationella studier som visat att könslöneskillnaden är störst inom högprestigeyrken (Magnusson 2010a), och i toppen av lönefördelningen (Arulampalam m.fl. 2007; Albrecht, Björklund och Vroman 2003; Bihagen, Nermo och Stern 2013), samt att löneskillnaderna mellan könen i Sverige är störst bland högutbildade (t.ex. Evertsson m.fl. 2009) och bland individer i kvalificerade yrken (Boye, Halldén och Magnusson 2014).

8.3 Könsskillnader i lön kopplat till familjesituation och arbetsvillkor

Sammantaget indikerar tidigare forskning att det är svårare för kvinnor än för män med familjeansvar att nå högavlönade befattningarna inom högprestigeyrken. Kvinnors huvudansvar för familjen (antingen som ett faktiskt ansvar eller som ett av arbetsgivaren antaget ansvar) tycks öka sannolikheten att arbetsgivaren betraktar kvinnor som mindre lämpade för dessa befattningar. Ett syfte med följande del är att studera i vilken utsträckning könslönegapet vari-

erar efter familjesituation. I ett andra steg studeras betydelsen av familjesituationen och arbetsvillkor för att förstå löneskillnader, både mellan och inom respektive kön, efter yrkesprestige. Avslutningsvis studeras även storleken på könslönegapet över lönefördelningen samt betydelsen av familjesituation och tidskrävande arbetsvillkor för att förstå variationen i könslönegapet.

Samtliga analyser baseras på Levnadsnivåundersökningen där vi slagit samman de två senaste undersökningarna LNU 2000 och 2010 (för mer information om LNU se Evertsson och Magnusson 2014). I analyserna används timlön och i de fall uppgift om timlön saknas, har andra typer av lön (t.ex. dags-, vecko- eller månadslön) räknats om till timlön. I lönevariabel ingår även bonus, ackord, andra inkomstförmåner samt övertidsersättning (se le Grand 1991 för en närmare beskrivning).3

Yrkesprestige mäts här med en prestigeskala, SIOPS, som kan ses som en rangordning av yrken efter deras värde i samhället. Högprestigeyrken kännetecknas i allmänhet av höga kvalifikationskrav och innehåller både auktoritet och makt (Treiman 1977). Yrken med hög prestige kan därmed i viss utsträckning likställas med yrken med hög kvalifikationsnivå. Prestigeskalor tenderar dessutom att vara relativt stabila över tid (Hout and DiPrete 2004), samt starkt korrelerade med såväl ekonomiska belöningar (Wegener 1992) som utbildningsnivå (Katz-Gerro och Yaish 2003). Exempel på högprestigeyrken är läkare, universitets- och högskolelärare, jurister och civilingenjörer, och exempel på lågprestigeyrken är städare, grovarbetare inom bygg och renhållnings- och återvinningsarbetare.4

Vid sidan om timlön och yrkesprestige används även kön, ålder, familjesituation, andel kvinnor i yrket, barnens ålder, sektorstillhörighet (offentlig/privat), samt arbetsvillkor såsom antal tjänsteresor per år och betald respektive obetald övertid.5Utmärkande för

3 I analyserna används logaritmerad timlön, vilket betyder att estimaten i tabellerna kan tolkas som procentuell förändring i timlön vid en enhets förändring i de förklarande variablerna (oberoende variablerna) (Allison 1999). Följande formel används för att beräkna procentuell förändring i timlön: 100 (exp (b) -1). 4 Anställda som ingår i LNU 2000 och 2010 har enligt denna prestigeskala värden som varierar mellan 6 och 78 (medelvärde 43). 5 Tjänsteresor är en kontinuerlig variabel som mäter antal övernattningar per år. Övertidsarbete anger hur ofta den anställde arbetar övertid (0 = aldrig/ mycket sällan, 1 = ungefär en gång i månaden, 2 = ungefär en gång eller mer per vecka). Obetalt övertidsarbete anger om den anställde får ekonomisk ersättning för övertidsarbete. Anställda som ej kompenseras ekonomiskt för övertid har i allmänheten en högre timlön som inkluderar denna ersättning, och förväntas därför arbeta övertid utan extra ekonomisk ersättning. Antal underställda

denna typ av arbetsvillkor är således att de dels antas svåra att förena med ett huvudansvar för familjelivet, dels att de i allmänhet leder till högre arbetsmarknadsbelöningar i form av t.ex. en högre lön (så kallade ”time-consuming job characteristics” se Magnusson 2010a). I analyserna tas även hänsyn till respondenternas ålder, vilket är centralt eftersom högre positioner oftast kräver längre arbetslivserfarenhet men också naturligtvis även för att ålder är relaterat till sannolikheten att vara gift eller sambo, och sannolikheten att vara förälder. Genom att kontrollera för andelen kvinnor i yrket tar vi dessutom hänsyn till det faktum att löneskillnaderna mellan kvinnor och män till viss del är en effekt av den ojämna fördelningen av kvinnor och män inom olika yrken.

8.3.1 Könslönegapet efter familjesituation

I ett första steg analyseras nedan i vilken utsträckning könslönegapet varierar efter respondenternas familjesituation dvs. mellan ensamboende, sammanboende utan barn och sammanboende med barn. Eftersom barn kan antas ha en långsiktig effekt på framförallt kvinnors löner räknas även sammanboende med vuxna barn till kategorin ”sammanboende med barn”. Av Figur 8.1 framgår att det finns ett könslönegap till kvinnors nackdel bland såväl ensamboende som sammanboende med respektive utan barn. Det bör dock noteras att den genomsnittliga timlönen för såväl män som kvinnor generellt är högst för sammanboende med barn.

delas in i fyra kategorier: 0, 1–5, 6–10, och 11 eller fler underordnade (jfr Bygren och Gähler 2012).

Figur 8.1 Löneskillnader i procent mellan kvinnor och män för olika familjetyper (ensamboende n: 815, sambo utan barn n: 644, sambo med barn n: 3193)

8.3.2 Könslönegapet efter yrkesprestigenivå

Nedan studeras betydelsen av familjesituationen och arbetsvillkor för att förstå könsskillnader efter yrkesprestige. Även här studeras i ett första steg skillnader mellan ensamstående och sammanboende med respektiver utan barn. Av Tabell 8.1 i appendix framgår, i likhet med föregående analys, att könslönegapet är som störst bland sammanboende med barn. För sammanboende föräldrar är könslöneskillnaden cirka 20 procent när hänsyn tas till yrkesprestige. Motsvarande siffra för sammanboende utan barn är omkring 11 procent och endast 8 procent för ensamstående.

För att analysera om löneskillnaderna mellan kvinnor och män varierar mellan yrken med olika prestige, dvs. om könslönegapet är större inom högprestigeyrken inkluderas även en interaktion mellan kvinna och yrkesprestige (se modell 2 i Tabell 8.1 i Appendix). Av analysen framgår att denna interaktion är statistiskt säkerställd för sammanboende mödrar och fäder, men inte för ensamstående eller sammanboende utan barn. Enkelt uttryckt betyder det att könslönegapet bland ensamstående respektive sammanboende utan barn är lika stort (eller litet) oberoende av yrkets prestigenivå. Könslönegapet bland sammanboende mödrar och fäder ökar dock med yrkets prestigenivå. Könslönegapet bland sammanboende

mödrar och fäder är med andra ord större i högkvalificerade yrken än i lågkvalificerade yrken.

Detta framgår än tydligare av Figur 8.2 nedan som visar endast sammanboende mödrars och fäders timlön efter yrkesprestige givet könsskillnader i utbildning, arbetslivserfarenhet, sektorstillhörighet och andel kvinnor i yrket. Löneskillnaden i Figur 8.2 mellan kvinnor och män i yrken med hög prestige förklaras således inte av att kvinnor och män t.ex. arbetar inom olika sektorer eller i mans- respektive kvinnodominerade yrken. I yrken med låg prestige är löneskillnaderna mycket små och den skillnad som finns är till kvinnors fördel. I takt med att prestigenivån ökar blir könslönegapet större och då till männens fördel. I yrken med högst prestige är mäns timlön cirka 20 procent högre än kvinnors.

Figur 8.2 Kvinnors och mäns löner givet lika yrkesprestige. Endast gifta/sammanboende med barn.*

* Kontrollerat för utbildning, arbetslivserfarenhet, andel kvinnor i yrket, sektor.

Nästa steg i analysen är att studera i vilken utsträckning ovanstående könslönegap bland sammanboende med barn kan förklaras av könsskillnader i arbetsvillkor. Först analyseras dock det generella sambandet mellan lönenivå och arbetsvillkor, dvs. om dessa egenskaper som antas vara svåra att kombinera med ett högprestigeyrke är gynnsamma för lönenivån. Resultaten från dessa analyser (se Tabell 8.2 i Appendix) visar att lönen stiger med antalet under-

ställda, och att ”konstant tillgänglighet”, här mätt som förväntan att arbeta övertid utan ersättning, är mycket positivt relaterad till lön. På samma sätt tycks tjänsteresor vara positivt relaterade till individers timlön. Sammantaget bekräftar det tidigare antaganden att individer vars arbeten innehåller dessa arbetsvillkor också har en högre lön än individer som saknar dessa även om de arbetar i yrken på samma prestigenivå.

Av specifikt intresse här visar dessutom Figur 8.3 nedan att det finns stora könsskillnader vad gäller tillgång till denna typ av arbetsvillkor (se även Tabell 8.3 i Appendix). Bland sammanboende med barn har män generellt större tillgång än kvinnor till alla dessa egenskaper förutom övertidsarbete (den skillnad som syns i figuren är inte statistiskt säkerställd). Störst är könsskillnaden i antalet tjänsteresor. Mödrar har i genomsnitt varit borta cirka 3 nätter under det senaste året. Motsvarande siffra för fäder är 13 nätter. Män har dessutom fler underställda och förväntas i högre grad än kvinnorna att arbeta övertid utan extra betalning.

Figur 8.3 Fördelning arbetsvillkor efter kön för sammanboende mödrar och fäder

Nästa steg i analysen visar i vilken utsträckning könskillnaden vad gäller ovanstående arbetsvillkor kan förklara löneskillnaden mellan sammanboende mödrar och fäder givet lika yrkesprestige. Den ojusterade linjen (svart linje) i Figur 8.4 nedan visar det observerade

könslönegapet givet lika prestigenivå när hänsyn tagits till utbildning, arbetslivserfarenhet, sektor och andel kvinnor i yrket men utan att hänsyn tagits till könskillnader i tidskrävande arbetsvillkor. I likhet med vad som rapporterats tidigare indikerar linjens lutning att löneskillnaden mellan män och kvinnor ökar med stigande yrkesprestige. Inom högprestigeyrken tjänar män ungefär 23 procent mer än kvinnor. Intressant nog är den könsskillnad som finns i yrken med lägst prestige till kvinnors fördel, dvs. i dessa yrken har kvinnor något högre löner än män.

Av den grå linjen i Figur 8.4 framgår vidare att den stora könslöneskillnad som finns i yrken med hög prestige till viss del beror på könskillnader i arbetsvillkor. Detta gäller dock framförallt inom de mest prestigefyllda yrkena, dvs. könsskillnader i arbetsvillkor tycks endast marginellt påverka löneskillnader i lågprestigeyrken. I yrken med högst prestige minskar löneskillnaden från 23 till 13 procent. Resultatet att tidskrävande arbetsvillkor främst bidrar till att förstå löneskillnaden mellan män och kvinnor i högprestigeyrken är relativt förväntat, eftersom denna typ av arbetsvillkor är betydligt vanligare i yrken med hög prestige.

Figur 8.4 Sambandet mellan könslöneskillnader och arbetsvillkor för gifta/sammanboende föräldrar *

*Kontrollerat för utbildning, arbetslivserfarenhet, andel kvinnor i yrket, sektor, antal barn, småbarn i hushållet.

En viss del av löneskillnaderna kan således tillskrivas könsskillnader i arbetsvillkor som är svåra att förena med huvudansvar för familjen. Men är det även så att sammanboende mödrar har mindre till-

gång än andra kvinnor till denna typ av lönefrämjande arbetsvillkor, och finns det några skillnader mellan ensamstående män och sammanboende fäder vad gäller tillgång till dessa arbetsvillkor? För att kunna besvara dessa frågor måste kvinnor och män analyseras separat. I Figur 8.5 nedan visas därför den genomsnittliga fördelningen av arbetsvillkor för ensamboende respektive föräldrar i separata analyser för män och kvinnor. Bland kvinnor finns överlag relativt få statistiskt säkerställda skillnader mellan singlar och mödrar i förfogandet av dessa arbetsvillkor (se även Tabell 8.4 i Appendix). Bland kvinnor tenderar dock ensamboende att arbeta mer övertid och att resa mer i tjänsten. Det är vidare något vanligare att sammanboende mödrar har många underställda (fler än 11 underställda).

Bland män är det däremot fler arbetsvillkor som skiljer sig signifikant åt mellan ensamboende och fäder. Sammanboende fäder har i mycket större utsträckning ett jobb som kräver hög tillgänglighet, dvs. där övertidsarbete är obetalt. Fäder har dessutom i större utsträckning än ensamstående män underställda och reser något mer i tjänsten.

Figur 8.5 Fördelning av arbetsvillkor efter kön och familjetyp (I kategorierna föräldrar ingår endast sammanboende). n=4949

Sammantaget tyder detta på att kvinnor med barn generellt inte har sämre tillgång än andra kvinnor till arbetsvillkor som är svåra att kombinera med familjeansvar. Enda undantaget är att de åker på färre tjänsteresor som kräver övernattning. Snarare tycks det vara så att män med barn är särskilt gynnande vad gäller tillgång till denna typ av lönefrämjande arbetsvillkor.

8.3.3 Könslönegapet längs med lönefördelningen

Ovanstående analyser ger en bild av hur den genomsnittliga löneskillnaden mellan kvinnor och män varierar efter yrkesprestige. För att ytterligare nyansera denna bild fokuserar den avslutande analysen istället på hur könslönegapet varierar längs med lönefördelningen. Trots att sambandet mellan yrkesprestige och lön är starkt kan det vara av intresse att även studera könslönegapet vid olika percentiler av lönefördelningen, samt hur stor del av detta gap som kvarstår vid varje percentil när hänsyn tas till skillnader i kvinnors och mäns humankapital, familjesituation och tidskrävande arbetsvillkor. Den ojusterade linjen i Figur 8.6 nedan visar den observerade könslöneskillnaden längs hela lönefördelningen uppdelat i percentiler.6 Av figuren framgår att könslönegapet är litet i de lägre percentilerna och störst i de högre percentilerna av lönefördelningen. Detta resultat är således i linje med de resultat som presenterats tidigare gällande könslöneskillnader i yrken med olika yrkesprestige. I nästa modell som representeras av linjen märkt ”humankapital” har hänsyn tagits till utbildning och arbetslivserfarenhet. Som framgår påverkas könslönegapet mycket litet av könsskillnader i humankapital, förutom i den 99:e percentilen där löneskillnaden minskar med sex procentenheter. Inte heller skillnader i ”familjesituation”, dvs. om respondenterna är sammanboende eller har barn, har särskilt stor inverkan på könslöneskillnader vid någon del av lönefördelningen.7Däremot tycks löneskillnaden i synnerhet i toppen av lönefördelningen minska när hänsyn tas till tidskrävande arbetsvillkor. Det är dock värt att notera att denna minskning inte enbart drivs av skillnader i antal underställda, dvs. även obetalt övertidsarbete, övertid och antal tjänsteresor är viktiga för att förklara löneskillnaden mellan kvinnor och män (analysen av

6 Med percentiler menas att samtliga löntagare har delats in i ”enprocents”-grupper. Den första percentilen består följaktligen av den procent av löntagarna som har de lägsta timlönerna, och den sista eller högsta percentilen består av den procent som har högst timlöner. 7 I analysen kontrolleras för antal barn samt om det finns barn i åldern 0–12 år i hushållet.

betydelsen av enskilda faktorer redovisas inte). I botten av lönefördelningen tycks dock inte dessa tidskrävande arbetsvillkor ha någon nämnvärd betydelse för att förklara könslönegapet, vilket naturligtvis beror på att denna typ av arbetsvillkor varken är lika vanliga eller på samma sätt lönedrivande bland lågavlönade som bland högavlönade.

Figur 8.6. Löneskillnad mellan kvinnor och män längs med lönefördelningen (baserad på koefficienter från en kvantilregressionsanalys). Ensamboende och sammanboende med och utan barn ingår i analysen n: 4949)

8. 4 Sammanfattning

Det övergripande syftet med föreliggande kapitel är att studera betydelsen av familjesituation och tidskrävande arbetsvillkor för könslöneskillnader efter yrkets kvalifikationsnivå. Flera slutsatser kan dras från de presenterade resultaten. För det första varierar det generella könslönegapet, givet lika utbildning och arbetslivserfarenhet, efter familjesituation. Av separata analyser av ensamstående, sambos utan barn och sambos med barn framgår vidare att könslöneskillnaden är minst mellan ensamstående kvinnor och män, medan den är som störst mellan sambos med barn. Det bör dock noteras att den genomsnittliga lönenivån är högst för den senare gruppen. I nästa steg analyserades om löneskillnaderna mellan kvinnor och män varierar mellan yrken med olika prestige,

dvs. om könslönegapet är större inom yrken med hög prestige. Resultaten visar tydligt att löneklyftan mellan könen tenderar att växa längs med prestigefördelningen. Könslöneskillnaderna är således betydligt större i högprestigeyrken än i lågprestigeyrken. Sambandet finns dock endast bland sammanboende föräldrar. Bland ensamstående respektive barnlösa sambos varierar med andra ord inte könslöneskillnaden efter yrkesprestige, utan lönegapet är lika litet/stort oavsett yrkesprestige. Det kan också noteras att givet lika yrkesprestigenivå har ensamstående kvinnor och män lika timlön.

Vad kan då förklara könslönegapet bland sammanboende kvinnor och män med barn och varför är löneskillnaderna i denna grupp extra stora i yrken med hög prestige? En hypotes inom forskningsfältet är att kvinnors familjeansvar blir särskilt problematiskt i högkvalificerade yrken eftersom dessa yrken kan ha arbetsvillkor som är svåra att förena med ett faktiskt, eller av arbetsgivaren antaget, huvudansvar för familjen. Här testas detta genom att undersöka om de stora könslöneskillnaderna i yrken med hög prestige kan förklaras av könsskillnader i tidskrävande arbetsvillkor, såsom krav på ständig tillgänglighet, övertidsarbete, ledarskap och tjänsteresor. Av analysen framgår att sammanboende män med barn överlag har större tillgång än sammanboende kvinnor med barn till alla dessa egenskaper förutom övertidsarbete. Män har fler underställda, reser mer i sitt arbete och förväntas i högre grad än kvinnorna att arbeta övertid utan extra betalning. När hänsyn tas till att män och kvinnor i olika stor utsträckning har dessa tidskrävande arbetsvillkor minskar löneskillnaderna, speciellt i yrken med hög prestige. Den ojämna fördelningen av arbetsvillkor mellan kvinnor och män givet lika yrkesprestige är således en delförklaring till dessa kvinnors lägre lön. Detta gäller dock bara i en jämförelse mellan mödrar och fäder. I jämförelse med kvinnor utan barn är skillnaden inte lika framträdande då mödrar överlag inte har sämre tillgång än andra kvinnor till tidskrävande arbetsvillkor. Snarare är det så att sammanboende män med barn är särskilt gynnande.

Att könsskillnader i tidskrävande arbetsvillkor har stor betydelse för löneskillnader mellan kvinnor och män får stöd även när könslönegapet studeras längs med lönefördelningen. I synnerhet är det löneskillnaderna i toppen av lönefördelningen som minskar när hänsyn tas till tidskrävande arbetsvillkor. Sammantaget tyder således analyserna av såväl yrkesprestige som lönenivån på att köns-

skillnader i denna typ av tidskrävande arbetsvillkor står för en betydande del av löneskillnaderna i högkvalificerade yrken.

Orsaken till att kvinnor är mindre gynnade än män när det kommer till denna typ av lönerelaterade men tidskrävande arbetsvillkor har inget givet svar. Det kan bero på att kvinnor väljer att avstå från dem för att få familjelivet att fungera så som hypotesen om självselektion föreslår (se Wright m.fl. 1995). Likaså kan könsskillnader i tidskrävande arbetsvillkor ha sin orsak i att män och kvinnor när de blir föräldrar tenderar att skilja sig i preferenser och därmed väljer olika. Det kan också tänkas bero på att denna typ av arbetsvillkor är ovanligare inom kvinnodominerade än mansdominerade yrken. Tidigare forskning visar t.ex. att resor i tjänsten är vanligare i mansdominerade verksamheter (Pressar och Hermsen 1996). Kjellsson, Magnusson och Tåhlin (2014) finner dock att krav på ständig tillgänglighet och övertidsarbete är vanligast i könsintegrerade yrken och att övertidsarbete är vanligare i kvinnodominerade yrken än i mansdominerade yrken. I vår studie testades detta genom att inkludera en kontroll för andelen kvinnor i yrket, vilket inte påverkade resultaten. Följaktligen finns alltså endast litet empiriskt stöd för att könsskillnader i arbetsvillkor kan förklaras av att män och kvinnor arbetar i olika yrken.

Slutligen kan sambandet också orsakas av att män och kvinnor behandlas olika på arbetsmarknaden. Det är möjligt att givet lika yrkesprestige erbjuds män med barn, i större utsträckning än kvinnor med barn, tidskrävande och lönefrämjande arbetsvillkor. Med tanke på att kvinnor fortfarande har, eller anses ha, huvudansvaret för familjen – inte minst med tanke på den ojämna fördelningen av antal uttagna föräldrapenningdagar – kan de av arbetsgivaren uppfattas ha svårare att hantera tidskrävande arbetsvillkor. Om så är fallet kan arbetsgivare vara benägna att välja en man före en kvinna till vissa arbetsuppgifter och positioner vilket i sin tur kan ge kvinnor sämre karriärchanser. En mer jämlik fördelning mellan könen avseende ansvaret för barn och hem skulle förmodligen bidra till att föreställningar om kvinnor och män som arbetstagare förändras. I förlängningen torde detta leda till mer jämlika förhållanden för kvinnor och män på arbetsmarknaden. Rimligen är en individualiserad föräldraförsäkring ett steg mot ett jämlikare ansvarstagande mellan kvinnor och män.

Utifrån denna och tidigare studier kan vi dock inte avgöra om könsskillnaderna i fördelningen av tidskrävande arbetsvillkor orsakas av diskriminering eller av könsskillnader i preferenser och val.

Teoretiskt är dessa förklaringar ofta enkla att särskilja, men i verkligheten är det inte lika lätt att separera dem från varandra. Exempelvis talar Polachek (2004) om en samhällelig diskriminering, där processer i samhället skapar olika könsroller och förväntningar på män och kvinnor som i förlängningen missgynnar kvinnor ekonomiskt. Sannolikt kan orsaker till både könsskillnader i tidskrävande arbetsvillkor och könslöneskillnader relaterade till familjesituation tillskrivas såväl individuella val som skillnader i hur män och kvinnor behandlas på arbetsmarknaden.

Referenser

Acker, J. (1990). “Hierarchies, jobs, bodies: A theory of gendered

organizations”, Gender & Society, 4:139–158. Acker, J. (1992) “Gendering Organizational Theory”, i A. Mills

och P. Tancred (red.) Gendering Organizational Analysis, Newbury Park: Sage. Albrecht, J., Björklund, A. och Vroman, S. B. (2003). ”Is there a

glass ceiling in Sweden“, Journal of Labor Economics, 21:145– 177. Allison, P. (1999) Multiple Regression. A Primer. Thousand Oaks:

Pine Forge Press. Anderson, D. J., Binder, M. och Krause, K. (2002). “The mother-

hood wage penalty: Which mothers pay it and why?”, American

Economic Review, 92:354–358.

Anderson, D. J., Binder, M. och Krause, K. (2003).“The mother-

hood wage penalty revisited: Experience, heterogeneity, work Effort, and work-schedule flexibility”, Industrial and Labor

Relations Review, 56:273–294.

Angelov, N., Johansson, P. och Lindahl, E. (2013). “Det envisa

könsgapet i inkomster och löner. – Hur mycket kan förklaras av skillnader i familjeansvar?” IFAU RAPPORT 2013:2. Arulampalam, W., Booth, A. L. och Bryan, M. (2007). ”Is there a

glass ceiling over Europe? Exploring the gender pay gap across the wage distribution”, Industrial and Labor Relations Review, 60:163–186. Bardasi, E. and Taylor, M. (2008). “Marriage and Wages: A Test of

the Specialization Hypothesis”, Economica, 75: 569–591. Becker, G. (1967) Human Capital and the Personal Distribution of

Income. Michigan: Department of Economics Institute of

Public Administration, The University of Michigan. Becker, G. S. ([1981] 1991). A treatise on the family. Cambridge:

Harvard University Press. Bihagen, E., M. Nermo och L. Stern (2013). ”The gender gap in the

business elite: Stability and change in characteristics of Swedish top wage earners in large private companies, 1993–2007”. Acta

Sociologica, published online 18 September 2013.

Blair-Loy, M. (2003). Competing devotions: career and family among

women executives. Cambridge, MA: Harvard University Press.

Boschini, A., Håkanson, C., Rosén, Å. & Sjögren A. (2011).

”Måste man välja? Barn och inkomst mitt i karriären för kvinnor och män födda 1945-1962”, IFAU RAPPORT 2011:16. Boye, K. och Evertsson,. M. (2014). “Vem gör vad när? Kvinnors

och mäns tid i betlat och obetalt arbete”, i Evertsson M. och C. Magnusson (red.) Dimensioner av ojämlikhet. Uppväxtvillkor,

arbete, familj och hälsa i Sverige. Stockholm: Liber.

Boye, K. Halldén, K. och Magnusson, C. (2014). “Könslönegapets

utveckling över tid: betydelsen av utbildning och familjeansvar”, i Evertsson M. och C. Magnusson (red.) Dimensioner av ojäm-

likhet. Uppväxtvillkor, arbete, familj och hälsa i Sverige. Stockholm:

Liber. Budig, M. och England, P. (2001). ”The Wage Penalty for Mother-

hood”, American Sociological Review, 66: 204–225. Budig, M. och Hodges, M. (2010). ”Differences in Disadvantage.

Variation in the Motherhood Penalty Across White Women’s Earnings Distribution”, American Sociological Review, 75:705– 728. Bygren, M., och Gähler, M. (2012). “Family Formation and Men's

and Women's Attainment of Workplace Authority”, Social

Forces, 90(3):795–816.

Correll, S., Benard, S. och Paik, I. (2007) “Getting a Job: Is There a

Motherhood Penalty?”, American Journal of Sociology, 5:1297– 1338. Datta Gupta N., Oaxaca, R. och Smith, N. (2006). “Swimming

Upstream, Floating Downstream: Comparing Women’s Relative wage Progress in the United States and Denmark”, Industrial &

labor relations Review, 59: 243–266.

Datta Gupta. N. Smith. N. och Verner. M. (2008). “The Impact of

Nordic Countries’ Family Friendly Policies on Employment, Wages, and Children”, Review of Economics of the Household, 6:65–89. Datta Gupta, N. och Smith, N. (2002). “Children and career inter-

ruptions: The family gap in Denmark. IZA discussion paper #263. Economica, 69(276), 609–629.

England, P. (2005). “Gender Inequality in Labor Markets: The

Role of Motherhood and Segregation”, Social Politics, 12: 264– 288. Evertsson, M., England, P., Mooi-Reci, I., Hermsen, J., de Bruijn, J

och Cotter, D. (2009). “Is gender inequality greater at lower or higher educational levels? Common patterns in the Netherlands, Sweden, and the United States”, Social Politics, 16:210–241. Evertsson, M., och Duvander, A. (2011). “Parental Leave-

Possibility or Trap? Does Family Leave Length Effect Swedish Women's Labour Market Opportunities?”, European Sociologi-

cal Review, 27(4):435–450.

Evertsson, M. och Magnusson, C. (2014). Ojämlikhetens dimen-

sioner. Uppväxtvillkor, arbete och hälsa i Sverige. Stockholm:

Liber. Gash, V. (2009). “Sacrificing Their Careers for Their Families? An

Analysis of the Penalty to Motherhood in Europe”, Social Indi-

cators Research, 93:569–586.

Glass, J. (1999). “The tangled web we weave: Editorial introduction

to the special issue on ethnicity, race and gender in the workplace”, Work & Occupations, 26:415–421. Glass, J & Camarigg, V. (1992). “Gender, Parenthood and Job-

Family Compatibility”, American Journal of Sociology, 98:131– 151. Glauber, R. (2007). “Marriage and the motherhood wage penalty

among African Americans, Hispanics, and Whites”, Journal of

Marriage and Family, 69:951–961.

Glauber, R. (2008).”Race and gender in families and at work: The

fatherhood wage premium”, Gender & Society, 22:8–30. Gough, M. och Noonan, M. (2013). “A review of the motherhood

wage penalty in the United States”, Sociology Compass, 7(4):328–342. le Grand, C. (1991) “Explaining the Male-Female Wage Gap: Job

Segregation and Solidarity Wage Bargaining in Sweden”, Acta

Sociologica, 34: 261–278.

Granqvist, L. och Persson, H. (2005). “Career mobility and gender

on the Swedish labour market”, International Journal of Man-

power, 26:116–139.

Grönlund, A. och Magnusson, C. (2014). “Family-friendly policies

and women’s wages – is there a trade-off? Skill investments occupational segregation and the gender pay gap in Germany, Sweden and the UK. Gustafson, P. (2006). “Work-Related Travel, Gender and Family

Obligations”, Work, Employment and Society, 3: 513–530. Hakim, C. (2000). Work-Lifestyle Choices in the 21st Century: Pre-

ference Theory. Oxford University Press.

Halldén, K. (2011). What sex got to do with it? Women and men in

European labour markets. Institutet för social forsknings

avhandlingsserie nr. 85. Hout, M. och DiPrete, T. (2004). ”What we have Learned: RC28’s

Contributions to Knowledge about Social Stratification”, SRC

Working Paper.

Hinze, S.W., (2000). “Inside Medical Marriages: The effect of

Gender and Income”, Work and Occupations, 27: 465–499. Katz-Gerro, T. och Yaish, M. (2003). “Higher Education: is more

better? Gender Differences in Labour Market Returns to Tertiary Education in Israel”, Oxford Review of Education, 29, 571– 592. Kennerberg, L. (2007). ”Hur förändras kvinnor och mäns arbets-

situation när de får barn?”, IFAU Working Paper 2007:9. Kjellsson, S., Magnusson, C. och Tåhlin, M. (2014). ”Arbete, hälsa

och genus: betydelsen av kön och yrkets könssammansättning för individens villkor i arbetslivet”, i Arbrahamsson, L. och Gonäs, L. (red.) SOU, kommande. Korenman, S. och Neumark, D. (1992). ”Marriage, Motherhood,

and Wages”, The Journal of Human Resources, 27: 233–255. Korpi, W. (2000). “Faces of Inequality: Gender, Class, and

Patterns of Inequalities in Different Types of Welfare States”,

Social Politics, 7:127–191.

Korpi, W. Ferrarini, T. och Englund, S. (2013). ”Women’s oppor-

tunities under different family policy constellations: Gender, class and inequality tradeoffs in western countries re-examined”,

Social Politics, 20:1–40.

Killewald, A. (2013). “A reconsideration of the fatherhood

premium: marriage, coresidence, biology, and father’s wages”,

American Sociological Review, 78:96–116.

Ludwig, V. och Brüderl, J. (2011). Is There a Male Marital Wage

Premium? Resolving an Enduring Puzzle with Panel Data from Germany and the U.S. Paper presented at RC28 meeting in Essex, April 2011. Magnusson, C. (2009). “Gender, occupational prestige and wages:

A test of devaluation theory”, European Sociological Review, 25:87–101. Magnusson, C. (2010a). “Why is there a gender wage gap according

to occupational prestige? An analysis of the gender wage gap by occupational prestige and family obligations in Sweden”, Acta

Sociologica, 53:99–117.

Magnusson, C. (2010b). Mind the Gap. Essays on Explanations of

Gender Wage Inequality. Institutet för social forsknings

avhandlingsserie nr. 78, Stockholms universitet. Mandel, H. och Semyonov, M. (2005). “Family Policies, Wage

Structures, and Gender gaps: Source of Earnings Inequality in 20 Countries”, American Sociological Review, 70: 949–967. Petersen, T., Penner, A. och Hognes, G. (2007). ”From mother-

hood penalties to fatherhood premia: the new challenge for family policy”, Institue for research on labour and Employment Working Paper Series: http://www.escholarship.org/uc/item/9fw3f7vj Polachek, S. W. (2004). “How the human capital model explains

why the gender wage gap narrowed”, IZA Discussion Paper No. 1102. Bonn: Institute for the Study of Labor. Presser, H och Hermsen, J. (1996). ”Gender Differences in the

Determinants of Work-Related Overnight Travel Among Employed Americans”, Work and Occupations, 23:87–115. Regnér, H. och Isacsson, G. (2008). Inkomstskillnader mellan par

och singlar. Stockholm: SACO.

Richardson, K. (1997). Family and Labor Economics. Institutet för

social forsknings avhandlingsserie nr. 28, Stockholms universitet. Rutherford, S. (2001). ”Are You Going Home Already? The Long

Hours Culture, Women Managers and Patriarchal Closure”,

Time Society, 10: 259–276.

Sanchez, L. och Thomason, E. (1997). “Becoming Mothers and

Fathers: Parenthood, Gender, and the Division of Labor”,

Gender and Society, 11: 747–772.

Treiman, D. (1977). Occupational Prestige in Comparative Per-

spective. New York: Academic Press, Inc.

Waldfogel, J. (1997). “The Effect of Children on Women’s Wages”,

American Sociological Review, 62:209–217.

Wegener, B. (1992). “Concepts and Measurement of Prestige”,

Annual Review of Sociology, 18: 253–280.

Williams, J. (2000). Unbending Gender. Why Family and Work

Conflict and What to Do About It. Oxford: Oxford University

Press. Wright, E. O., Baxter, J. och Birkelund, G. E. (1995). ”The gender

gap in workplace authority: A cross-national study”, American

Sociological Review, 60:407–435.

Appendix

Tabell 8.1 Könslönegapet efter yrkesprestige för olika familjetyper

Modell 1

Modell 2

Ensamboende

Par utan barn

Par med barn

Ensamboende

Par utan barn

Par med barn

Kvinna

-0,080*** -0,105*** -0,199*** -0,064 -0,242* -0,034

Prestige 0,11*** 0,011*** 0,012*** 0,011*** 0,010*** 0,014*** Kvinna*prestige -0,000 0,003 -0,004*** Justerat r2. .132 .164 .241 .131 .165 .244 N 815 644 3193 815 644 3193

Not. ***= statistiskt signifikant på 0.001

%-nivån, **=statistiskt signifikant på 0.01 %-nivån,

*=statistiskt signifikant på 0.05

%-nivån, och += statistiskt signifikant på 0.1%-nivån.

Tabell 8.2 Samband mellan arbetsvillkor och lönenivå. Koefficienter från OLS-regression.

Övertidsarbete

.08

***

Obetalt övertidsarbete (konstant tillgänglighet)

.13

***

Underställda 1_5

.12

***

6_11

.20

***

>11

.33

***

Tjänsteresor

.002

***

Konstant

5.11

***

Adj.R.

.203

N:4949

Not. ***= statistiskt signifikant på 0.001

%-nivån.

Tabell 8.3 Fördelning arbetsvillkor efter kön för sammanboende mödrar och fäder

Kvinnor

Män

sig.

Övertidsarbete

50

62

***

Obetalt övertidsarbete (konstant tillgänglighet)

26

30

**

Underställda 1_5

10

15

***

6_11

4

8

***

>11

6

11

***

Tjänsteresor

2.8 (1.0) 13.4 (33.0)

***

n:

1619

1575

Not. ***= statistiskt signifikant på 0.001

%-nivån, **=statistiskt signifikant på 0.01 %-nivån,

*=statistiskt signifikant på 0.05

%-nivån, och += statistiskt signifikant på 0.1 %-nivån.

Tabell 8.4 Fördelning av arbetsvillkor efter kön och familjetyp (endast föräldrar som är sammanboende ingår i analysen)

Kvinnor

Män

Förälder

Ensamboende Sig.

Förälder Ensamboende Sig.

Övertidsarbete 50 55 ** 61

63

Obetalt övertidsarbete (konstant tillgänglighet) 26 28

30

19

***

Underställda 1_5

10 11

15

11

***

6_11

4

3

8

5

***

>11

6

4

* 11

6

***

Tjänsteresor

2.7 5.6 *** 13.4 (33.2) 10.9 (31.3) + n:1758 n:598 n:1731 n:863

Not. ***= statistiskt signifikant på 0.001

%-nivån, **=statistiskt signifikant på 0.01 %-nivån,

*=statistiskt signifikant på 0.05

%-nivån, och += statistiskt signifikant på 0.1 %-nivån.

9. Konflikten arbete-familj: Sverige i ett jämförande perspektiv

Ida Öun

9.1 Inledning

Andelen kvinnor på den svenska arbetsmarknaden är i dag nästintill lika hög som andelen män och ur ett svenskt perspektiv ses kvinnors förvärvsarbete som en självklar del av arbetsmarknaden. Det är därför ibland lätt att glömma bort att statistiken målar en ganska skiftande bild när det gäller kvinnors integration på arbetsmarknaderna i Europa (Daly 2005; Lewis 2009), inte minst när det gäller småbarnsmödrars deltagande. Här skiljer Sverige och övriga nordiska länder tydligt ut sig från andra EU-länder med sin höga andel småbarnsmödrar på arbetsmarknaden (OECD 2011). Ett viktigt mål för svensk jämställdhetspolitik har också varit att just integrera kvinnor på arbetsmarknaden och göra det möjligt för människor att kombinera arbete och familj (Korpi 2000). För att uppnå detta mål har en rad lagstadgade rättigheter instiftats med syfte att ge småbarnsföräldrar verktyg för att anpassa arbetet till familjens behov. Hit hör en lång och flexibel föräldraförsäkring, tillgång till offentlig barnomsorg, rätten att korta arbetstiden med upp till en fjärdedel tills barnet fyller åtta år och rätt till ersättning när barnen är sjuka. Dessutom får arbetsgivaren inte missgynna den som använder dessa rättigheter och ska aktivt arbeta för att underlätta för både kvinnor och män att förena förvärvsarbete och föräldraskap (SFS 1962:381; SFS 1995:584; SFS 2008:567).

Och den förda politiken har gett resultat. Att förena dubbla roller i arbete och familj, också under den omsorgskrävande småbarnstiden, har här snarare blivit regel än undantag. Kvinnors ökade deltagande på arbetsmarknaden har självklart varit ett viktigt steg mot ett mer jämställt samhälle. Fortfarande tar kvinnor dock ett oproportionerligt stort ansvar för hem- och omsorgsarbete, till men för deras hälsa, karriär och löneutveckling (Angelov m.fl. 2011; Boye 2008; Evertsson och Duvander 2011; Magnusson 2010). Kvinnor rapporterar också större svårigheter än män med att kombinera arbete och familjeliv (Öun 2012a).

Denna utveckling har lett till ett starkt ökat intresse för frågor som rör relationen mellan arbete, välfärdsstat och jämställdhet, både inom politiken och inom forskningen. Till exempel har män-

niskors möjligheter att förena arbete och familj lyfts på den politiska agendan i många europeiska länder (Crompton och Lyonette 2006; Lewis 2009). Detta har dock inte alltid handlat om jämställdhet som ett uttalat mål utan ofta diskuterats inom ramen för en bredare debatt om samhälleliga konsekvenser av ett minskat barnafödande och en åldrande befolkning (Lewis 2006). Även det vetenskapliga intresset för frågor som rör människors möjligheter att förena arbete och familj har vuxit dramatiskt (Pitt-Catsouphes m.fl. 2006).

Detta kapitel handlar om hur människor upplever att de kan kombinera arbete med familj i olika välfärdsmodeller, alltså länder där olika typer av familjepolitik förts. Med fokus på Sverige i jämförelse med andra välfärdsstater sätts människors subjektiva erfarenheter av att kombinera arbete och familj i centrum. Hur hänger politiken som förs i de olika länderna ihop med mäns och kvinnors upplevelser av att kombinera arbetsliv och familjeliv? Kapitlet inleds med en kunskapsöversikt där internationell forskning om konflikten arbete-familj behandlas och begreppet konflikten arbetefamilj presenteras och diskuteras. Därefter studeras familjepolitikens roll som en bidragande faktor till människors möjligheter att kombinera arbete och familj i olika välfärdsstater. Först jämförs mäns och kvinnors erfarenheter av att kombinera arbete och familj i de nordiska länderna. Fokus riktas här mot deras upplevelser av konflikt mellan arbete och familj. Därefter studeras upplevelser av konflikt i relation till livstillfredsställelse och välbefinnande i 15 västeuropeiska länder.1

9.2 Forskning om konflikten arbete-familj

Som sagt har det vetenskapliga intresset för frågor som rör arbete och familj ökat i snabb takt under de senaste decennierna. Under 1990-talet växte ett nytt fält fram inom välfärdsstatsforskningen med fokus på relationen mellan välfärdsstaten och samhällets könsarbetsdelning, alltså hur välfärdsstatens organisering kan tänkas påverka hur kvinnors och mäns roller och relationer ser ut både i arbetslivet och inom familjen (se t.ex. Lewis 1992; Orloff 1993; Sainsbury 1999).

1 De forskningsresultat som presenteras i kapitlet kommer från delar av min avhandling i Sociologi från 2012 (Öun 2012a).

När det gäller frågor som mer specifikt rör kopplingen mellan arbete och familj har forskningen intresserat sig för människors möjligheter att kombinera arbete och familj i olika länder beroende på vilken typ av social- och familjepolitik som förts. Forskare har studerat hur de politiska åtgärderna faktiskt ser ut; vilka skillnader och likheter som finns mellan länder vad gäller offentligt stöd till exempelvis barnfamiljer (se t.ex. Gornick och Meyers 2003; Korpi 2000; Thévenon 2011). De har också fokuserat på vilka förutsättningar och möjligheter politiken ger människor att kombinera arbete och familj. En viktig fråga har varit att analysera om och hur sådana förutsättningar och möjligheter påverkar kvinnor och män på olika sätt (se t.ex. Crompton 2006; Daly och Rake 2003; Lewis 2009; Orloff 1993; Sainsbury 1999).

När det gäller frågan hur individer själva rapporterar att de upplever möjligheten att kombinera arbete och familj har relativt få studier anammat ett länderjämförande perspektiv och kopplat dessa upplevelser till den politik som förs i olika länder. En överväldigande majoritet av forskningen inom fältet är istället nationsspecifik (mestadels från USA) och har framförallt fokuserat på hur olika faktorer på individnivå och olika arbetsrelaterade aspekter kan ha inverkan på människors upplevelser av att kombinera arbete och familj (för en översikt se Pitt-Catsouphes m.fl. 2006; eller Voydanoff 1988).

Inom detta forskningsfält har fokus på konflikten arbete-familj varit dominerande. Detta begrepp fångar människors subjektiva upplevelser av att arbetet och familjelivet inkräktar på varandra och skapar en tidsmässig och emotionell stress. Utgångspunkten är att människors begränsade tillgång till tid och energi gör att strävan att kombinera dubbla roller i arbete och familj leder till kompromisser, prioriteringar och anpassningar för att uppfylla de skilda förväntningar som ryms inom ramarna för de olika rollerna. Detta kan upplevas som stressande och konfliktfyllt (Goode 1960; Greenhaus och Beutell 1985). Upplevelsen av sådan konflikt är relaterad till höga krav i arbete och familj. När det gäller arbetet visar studier generellt att lång arbetstid, högre arbetsbörda och högre utbildning (eller klassposition) leder till mer konflikt, och när det gäller familjekrav visar resultat att kvinnor och småbarnsföräldrar upplever högre konflikt (Byron 2005; Grönlund 2007; Pitt-Catsouphes m.fl. 2006; Voydanoff 1988).

Begreppet konflikt mellan arbete och familj, eller mer kortfattat ‘konflikten arbete-familj’ definieras här som den erfarenhetsmäss-

iga sidan av att kombinera förvärvsarbete och familjeansvar (jfr. Crompton 2006:78). Begreppet sätter fokus på de upplevelser som uppstår när män och kvinnor förenar dubbla roller i arbete och familj. Dessa upplevelser antas vara förknippade med de strategier människor anammar för att få de olika rollerna att gå ihop. Strategierna å sin sida antas variera mellan olika välfärdsstater, eftersom den förda familjepolitiken och de policyverktyg de har att använda sig av i vardagen ser olika ut i olika länder.

Inom den samhälleliga och politiska debatten på EU-nivå och i vissa enskilda europeiska länder används istället ofta begreppet ’balans’ mellan arbete och familj, och fokus är på en slags sammanjämkning av krav från arbete och familj. Balansbegreppet har dock kritiserats för att det anses förringa komplexiteten med att kombinera olika krav från det betalda och obetalda arbetet, och genom att antyda att människor kan uppnå balans genom att göra avkall på den ena eller andra sidan (Crompton 2006; Lewis 2009). Som sagt har en relativt liten del av forskningen om hur människor upplever att de kan kombinera arbete och familj haft som syfte att undersöka hur utformningen av olika länders social- och familjepolitik kan påverka upplevelser av konflikten arbete-familj (se t.ex. Crompton och Lyonette 2006; Edlund 2007; Strandh och Nordenmark 2006; van der Lippe m.fl. 2006). Och inte nog med att de jämförande studierna är få, bland de studier som finns pekar resultaten åt olika håll.

Den övergripande frågeställningen inom forskningsfältet är om en familjepolitik som den svenska, vars mål är att stödja människor att kombinera arbete och familj, leder till att människor upplever en lägre nivå av konflikt mellan arbete och familj. Vissa studier drar här slutsatsen att upplevelser av konflikten är lägre i välfärdsstater som genomfört en politik som ämnar stödja en familjemodell där båda föräldrarna förvärvsarbetar. Crompton och Lyonette (2006) visar till exempel att konfliktnivån är lägre i nordiska länder (representerade av Finland och Norge) jämfört med några andra västeuropeiska länder (Frankrike, Storbritannien och Portugal). Stier med flera (2012) hävdar att vissa specifika delar av den nordiska familjepolitiken är av särskild betydelse för konfliktnivån och visar att en hög andel barn i offentligt finansierad barnomsorg leder till en genomsnittligt lägre nivå av konflikt mellan arbete och familj.

I motsats till dessa resultat visar andra studier att svenskar – framförallt svenska kvinnor – rapporterar högst nivåer av konflikt

mellan arbete och familj, medan individer i andra europeiska länder (i detta fall östeuropeiska länder, Storbritannien och Nederländerna) upplever lägre konflikt (Strandh och Nordenmark 2006; van der Lippe m.fl. 2006). Skillnaden kan enligt dessa studier förklaras av att kvinnors integration på arbetsmarknaden varierar mellan länderna. En starkare koppling till arbetsmarknaden i form av längre arbetstider och mer krävande positioner ger högre upplevelser av konflikt mellan arbete och familj (se även Gallie och Russell 2009). En tredje grupp studier finner att länders utformning av social- och familjepolitiken endast har en liten eller dubbeltydig påverkan på människors upplevelser av konflikten arbetefamilj (Edlund 2007; Stieber 2009).

Det finns flera möjliga orsaker till att dessa studier ger olika resultat, till exempel används olika kriterier för vilka individer som ska ingå i analyserna. Alla undersökningar avgränsar på något sätt sina material till den arbetande befolkningen, frågorna handlar ju om hur respondenterna upplever att de kan förena arbete och familj. Däremot har vissa studier avgränsat sig till att enbart undersöka heltidsarbetande individer (Crompton och Lyonette 2006) medan andra tar med alla respondenter som uppgett att de på något sätt deltar på arbetsmarknaden, oavsett hur många timmar per vecka de förvärvsarbetar (t.ex. van der Lippe m.fl. 2006; Stier m.fl. 2012; Strandh och Nordenmark 2006). Ytterligare andra begränsar studien till att analysera par där båda förvärvsarbetar (Edlund 2007). Frågan om vilka individer som inkluderas i analyserna kan ha stor betydelse för resultaten. Framförallt eftersom kvinnors deltagande och integration på arbetsmarknaden varierar stort mellan länderna. Att endast inkludera heltidsarbetande kan vara särskilt problematiskt eftersom en stor andel kvinnor arbetar deltid i vissa länder. De kvinnliga respondenterna i de länderna kommer då utgöra en väldigt specifik grupp vars svar inte är representativa för befolkningen i stort. I länder där även kvinnligt deltidsarbete är ovanligt kan man vidare tänka sig att personer som upplever högst konflikt mellan arbete och familj också oftare träder ut från arbetsmarknaden och således inte ingår i undersökningarna. Det är svårt att säga om detta förklarar att studierna ger olika resultat, men det är tydligt att avsaknaden av systematik inom forskningsfältet försvårar jämförbarheten mellan olika studier. Dessutom är det svårt att jämföra studiernas resultat eftersom olika grupper av länder undersöks. I de flesta fall ingår ett litet antal länder (men se Chung 2011; Edlund 2007; Stier m.fl. 2012) och olika länder får

representera olika typer av social- och familjepolitiska modeller i de olika studierna.

Ett syfte med de analyser som redovisas nedan är att råda bot på en del av dessa problem genom att till exempel inte enbart studera heltidsarbetande. Ett annat syfte är att utmana idén att upplevelser av konflikt mellan arbete och familj per automatik innebär lägre välbefinnande hos individen genom en mer systematisk analys av relationen mellan ett lands förda familjepolitik och människors erfarenheter av att kombinera arbete och familj. Resultaten visar att den familjepolitik som förs i ett land har betydelse för individers upplevelser av konflikt. Det verkar dock inte vara så att tvåförsörjarpolitiken gör att de genomsnittliga nivåerna av konflikt mellan arbetefamilj minskas. Resultaten pekar tvärtom på att upplevelsen av konflikt är minst lika hög eller till och med högre i länder som infört en tvåförsörjarpolitik i jämförelse med andra europeiska länder. Detta mönster kan vid första anblicken te sig lite underligt och gå stick i stäv med det man skulle kunna förvänta sig vara konsekvensen av politiska åtgärder som uttryckligen avser att stödja människor att kombinera arbete och familjeliv. Men mönstret är egentligen inte så konstigt som det först kan verka. Socialpolitiska åtgärder som har för avsikt att underlätta för människor att förena arbete och familj har en tendens att påverka vilka grupper som befinner sig på arbetsmarknaden. Speciellt avgörande är sådana åtgärder för småbarnsmödrars integration på arbetsmarknaden, vilket i sin tur ger högre genomsnittliga nivåer av konflikt mellan arbete och familj. Jag tolkar alltså de höga upplevelserna av konflikt i tvåförsörjarländer som nära förknippade med kvinnors (även småbarnsmödrars) integration på arbetsmarknaden och att människor där i större utsträckning strävar efter att kombinera arbete och familj oavsett kön och social klass. I andra länder präglas kvinnors livsval i större utsträckning av antingen karriär eller familj.

Nästkommande avsnitt i kapitlet går djupare in på resultaten från dessa analyser, som tidigare redovisats i Grönlund och Öun (2010), Öun (2012a) och Öun (2012b). Först riktas fokus mot skillnader och likheter i upplevelser av konflikten arbete-familj i de nordiska länderna. Därefter vidgas perspektivet till 15 västeuropeiska länder och upplevelser av konflikten arbete-familj sätts i relation till upplevelser av välbefinnande och livstillfredsställelse.

9.3 Upplevelser av konflikten arbete-familj i Norden

De nordiska länderna anses internationellt stå i frontlinjen när det gäller jämställdhet, inte minst när det gäller familjepolitiska åtgärder som syftar till att underlätta för människor att kombinera arbete och familjeansvar (Sainsbury 1999). Konsekvenser av den här typen av politik har också ofta varit i centrum för den jämförande forskningen om upplevelser av konflikten mellan arbete och familj. Som diskuterats i föregående avsnitt så ger emellertid inte tidigare jämförande forskning om konflikten arbete-familj en ensidig bild av den nordiska familjepolitikens relation till människors upplevelser av konflikt.

Inom den jämförande välfärdsforskningen har forskare delat in länder i grupper utifrån vilken typ av social- och familjepolitik som förs i länderna. I de allra flesta av dessa analyser anses de nordiska länderna tillhöra samma grupp. När det gäller familjepolitiken kallas den nordiska typen för tvåförsörjarmodellen eftersom den främjar en familjemodell där båda föräldrarna förvärvsarbetar och där pappor uppmuntras att ta ett mer aktivt föräldraansvar (Korpi 2000; Korpi m.fl. 2013). Den här typen av familjepolitiska åtgärder ger till exempel barnfamiljer rätt till offentligt finansierad barnomsorg och en generös föräldraförsäkring både vad gäller tid och ersättning. Men även om de nordiska länderna i ett brett perspektiv utgör en sammanhållen grupp finns det vissa skillnader när det gäller utformningen av de familjepolitiska åtgärderna och dess fokus på jämställdhet samt kvinnors förvärvsdeltagande. Tydligast bland dessa skillnader är en generellt lägre andel kvinnor på arbetsmarknaden och en lägre förekomst av deltidsarbete bland kvinnor i Finland; mer fokus på att involvera män i omsorgsarbetet i Sverige och Norge genom införandet av så kallade ”pappamånader” i föräldraförsökningen; större uttag av vårdnadsbidrag i Finland (denna typ av bidrag finns också i Norge och i vissa svenska kommuner men används i mindre utsträckning i både Sverige och Norge jämfört med Finland); och ett starkt fokus på mödrars förvärvsarbete inom dansk familjepolitik (Ellingsæter 2003; Ellingsæter och Leira 2006).

Det faktum att olika nordiska länder fått representera den modell av familjepolitik som är typisk för dessa länder var upprinnelsen till studien av möjliga skillnader i upplevelser av konflikt mellan arbete och familj i Sverige, Norge, Danmark och Finland (Öun 2012b), som baserades på data från ISSP:s familj- och genus-

modul från 2002.2 I studien användes fyra frågor som tillsammans kan tänkas fånga upplevelser av konflikt mellan arbete och familj, dvs. om respondenterna under de senaste tre månaderna: (1) kommit hem från jobbet alltför trötta för att orka med det hushållsarbete som behöver göras, (2) haft svårt för att uppfylla sina familjeförpliktelser på grund av den tid de lägger ned på sitt jobb, (3) kommit till jobbet alltför trötta för att fungera bra på grund av det hushållsarbete de gjort, och (4) haft svårt att koncentrera sig på jobbet på grund av sina familjeförpliktelser.

Respondenternas svar på de fyra frågorna analyserades med hjälp av så kallad latent klusteranalys (McCutcheon 1987). Denna metod innebär att individer med liknande svar på frågorna klassificeras tillsammans i grupper, s.k. kluster, som representerar olika slags upplevelser av konflikt mellan arbete och familj. Analysen visade att upplevelser av konflikt i Norden kan delas in i tre kluster: 1) frånvaro av konflikt (alltså balans), 2) ensidig konflikt från arbete till familj och 3) tvåsidig konflikt från arbete till familj och från familj till arbete. De respondenter som hamnar i kluster 1 har överlag en liten sannolikhet att ha svarat jakande på någon av de fyra enkätfrågorna. Kluster 2 innebär en situation med jakande svar på de två första frågorna och Kluster 3 jakande svar på alla fyra enkätfrågor. Det visade sig att storleken, alltså andelen respondenterna som hamnar i de olika klustren, varierar betydligt. Över 60 procent av respondenterna upplever balans mellan arbete och familj, medan drygt 35 procent upplever en situation som domineras av konflikt från arbete till familj. Endast en mycket liten andel av respondenterna upplever tvåsidig konflikt. Eftersom det senare klustret var så litet slogs de båda konfliktklustren ihop. I de påföljande analyserna fick därför upplevelser av endera typen av konflikt mellan arbete och familj utgöra utfallsvariabeln. Analyserna visade alltså sannolikheten för män och kvinnor i de fyra länderna att tillhöra antingen Kluster 2 eller Kluster 3. För att undersöka detta användes linjär regressionsanalys (OLS) (se Tabell 9.1 i appendix).

Resultaten visade inte några stora skillnader i upplevelser av konflikten arbete-familj mellan de nordiska länderna, förutom att nivåerna i Finland är signifikant lägre än i Norge, Sverige och

2 ISSP (International Social Survey Programme) är ett internationellt projekt som varje år genomför enkätundersökningar i ett fyrtiotal länder. Frågorna översätts till de nationella språken och urvalen är representativa för den vuxna befolkningen i de olika länderna. Svarsfrekvensen för de fyra länderna för ISSP 2002 var mellan 55 och 65 procent. Ett delurval om knappt 2600 respondenter som var anställda med partner och/eller barn ingick i analyserna (≈65 procent av det totala urvalet).

Danmark. Denna skillnad kvarstod även när hänsyn togs till en rad utvalda egenskaper hos individerna relaterade till krav både i deras arbete och familjeliv, såsom arbetstid, utbildningsnivå, barn i hushållet, eventuell partners arbetstid och grad av jämställdhet när det gäller fördelningen av hushållsarbete mellan respondenten och hans eller hennes partner. Dessa egenskaper på individnivå kan alltså inte förklara att nivåerna av konflikt mellan arbete och familj är lägre i Finland än i de tre andra nordiska länderna. Min tolkning är istället att skillnader mellan länderna på kontextuell nivå, alltså hur politiska åtgärder och arbetsmarknaden är utformade, kan bidra till att förstå skillnaderna i upplevelser av konflikt.

I Finland har frågan om jämställdhet varit mindre framträdande inom familjepolitiken, möjligheterna till deltidsarbete sämre samt andelen småbarnsmödrar på arbetsmarknaden lägre än i de andra nordiska länderna (Ellingsæter och Leira 2006). En möjlig förklaring till denna skillnad är debatten kring och användandet av det finska vårdnadsbidraget. Vårdnadsbidraget möjliggör för föräldrar att vara hemma med barn som är under tre år och används av en hel del finska småbarnsmödrar som ett alternativ till offentlig barnomsorg. Andelen barn i offentlig barnomsorg är också lägre i Finland (Haataja 2006). I svensk debatt har vårdnadsbidraget ofta beskrivits som en kvinnofälla som går emot idealen om jämställdhet i samhället. I Finland har det däremot beskrivits i mer positiva termer och ansetts vara ett bra alternativ till offentlig barnomsorg för finska familjer (Hiilamo och Kangas 2006).

En förklaring till de lägre nivåerna av konflikt mellan arbete och familj i Finland kan alltså vara att den grupp som i teorin kan förväntas ha starkast upplevelser av konflikt – förvärvsarbetande småbarnsmödrar – är mindre i Finland jämfört med de andra länderna, och finska män skulle alltså oftare ha en traditionell familjesituation där kvinnan tar ett större ansvar för hem och barn. Denna tolkning stärks ytterligare av analyser där sannolikheten att uppleva konflikt mellan arbete och familj undersöktes för män och kvinnor separat. Där visade det sig nämligen att det framförallt är de finska kvinnorna som uppvisar lägre nivåer av upplevd konflikt. Mönstret bland män var mindre tydligt. Detta kan ses som en illustration över att upplevelser av konflikten arbete-familj tenderar att vara högre där kvinnors integration på arbetsmarknaden är högre. Det visade sig också att konfliktnivån för kvinnor med och utan barn i hushållet inte skiljer sig nämnvärt åt i Finland, medan konfliktnivåerna för både kvinnor och män med barn i hushållet är högre jäm-

fört med kvinnor och män utan barn i hushållet i alla de tre andra länderna.

9.3.1 Könsskillnader i upplevelser av konflikten arbete-familj

Om vi istället fokuserar på könsskillnader i upplevelser av konflikt mellan arbete och familj i de nordiska länderna är ett väldigt tydligt och övergripande resultat att kvinnor upplever konflikt i högre grad än män. I delurvalet som användes i den här studien är kvinnors genomsnittliga veckoarbetstid nästan sju timmar kortare än mäns. Trots detta är kvinnors upplevelser av konflikten arbetefamilj högre. Könsskillnaderna förstärks när man tar hänsyn till individens arbetstid, vilket kan tolkas som att kvinnor redan kompenserat för sina upplevelser av konflikt mellan arbete och familj genom att gå ned i arbetstid. Om kvinnor hade arbetat lika många timmar per vecka som män hade deras konfliktnivå varit betydligt högre.

Som diskuterats i kapitel 4 är kvinnors ansvar för hushållsarbete och barnomsorg fortfarande oproportionerligt stort även i Sverige, trots att kvinnors arbetsmarknadsanknytningen här är stark jämfört med många andra europeiska länder. Intressant är dock att jämställdhet i hemmet i allmänhet verkar vara positivt för upplevelserna av konflikt mellan arbete och familj i de nordiska länderna. En ojämn fördelning av hushållsarbetet visade sig leda till högre konflikt och när en större andel av hushållsarbetet utförs av en man minskar upplevelserna av konflikt.

Sammanfattningsvis verkar alltså den omfattande och stödjande skandinaviska familjepolitiken snarare späda på upplevelsen av att arbetet skapar en negativ stress i familjelivet än tvärtom. I följande avsnitt ges dock en mer nyanserad bild av detta fenomen genom att visa att upplevelser av konflikt och välbefinnande inte utesluter varandra utan kan gå hand i hand. Genom att anamma ett bredare länderjämförande perspektiv behandlas härnäst frågan hur individers subjektiva upplevelser rörande arbete och familj i 15 västeuropeiska länder kan påverkas av den familjepolitiska kontext de lever i.

9.4 Både konfliktfyllt och berikande att kombinera arbete och familj

Som sagts tidigare har fokus på konflikten arbete-familj varit dominerande inom forskningsfältet, inte minst när det gäller den jämförande forskningen om hur människor upplever att de kan kombinera arbete och familj. Inom forskningen om denna konflikt och även i den mer allmänna debatten om människors svårigheter att förena arbete och familj målas ofta en eländesbild upp och konflikten ses mer eller mindre explicit som en negativ konsekvens av kvinnors ökade integrering på arbetsmarknaden eftersom denna inte tycks följas av ett större engagemang för hushållsarbete bland män.

En del tidigare studier har dock visat att dubbla roller i arbete och familj kan vara berikande och snarare en källa till välbefinnande genom att fungera som en buffert i stressade situationer (se t.ex. Barnett och Hyde 2001; Thoits 1983). Känslan att vara behövd och uppskattad i flera sammanhang ger människor självkänsla och trygghet, och även om en person stöter på problem i en sfär kanske det samtidigt går bra i den andra, vilket kan uppväga motgångarna. Denna inriktning har dock undersökts i mindre utsträckning och resultaten är svåra att jämföra med resultat från studier som fokuserat på konflikten arbete-familj, då de utfall man fokuserat på skiljer sig åt. Dessutom har man undersökt olika delar av befolkningen. Istället för upplevelser av konflikt har man inom denna inriktning undersökt olika aspekter av berikning eller avsaknad av välbefinnande och depression och jämfört arbetande individer med de som inte är anställda. Resultaten är därför svåra att jämföra med resultat från studier som enbart undersökt den arbetande befolkningen.

Mot denna bakgrund framstår det som viktigt att försöka förena de här två inriktningarna och undersöka om konflikt per automatik utesluter välbefinnande. Det är också viktigt att undersöka hur ett lands förda familjepolitik kan påverka upplevelser av konflikten arbete-familj parallellt med upplevelser av välbefinnande och livstillfredsställelse. Detta dubbla fokus innebär ny kunskap om relationen mellan konflikt och berikning och om hur utformningen av familjepolitiken kan inverka på denna relation.

Grundtanken bakom följande analyser, som genomförts tillsammans med Anne Grönlund (Grönlund och Öun 2010), är att upplevelser av konflikten arbete-familj är mer framträdande i länder

vars förda familjepolitik utmärks av ett tvåförsörjarideal (som i Sverige och i övriga Norden), jämfört med länder där de familjepolitiska åtgärderna stödjer en mer traditionell familjeform med en man som familjeförsörjare och en kvinna som hemmafru. Men tvåförsörjarpolitiken kan också bidra till människors välbefinnande och livstillfredsställelse – det som vi kallar för berikning. Upplevelser av konflikt och berikning utesluter således inte automatiskt varandra.

9.4.1 Den förda familjepolitikens betydelse

På vilka sätt kan man då tänka sig att familjepolitikens utformning hänger ihop med människors subjektiva upplevelser av konflikt och berikning? Enligt den teoretiska modellen som sammanfattas i figuren här nedanför kan detta huvudsakligen ske på tre olika sätt (se även Grönlund och Öun 2010). För det första kan den politik som förs medverka till människors autonomi, eller självbestämmande i sina liv. Autonomibegreppet har, i synnerhet för kvinnor, varit (och är) nära knutet till möjligheten att skaffa sig en egen försörjning och därmed kunna ta makten över sina egna livsval (Orloff 1993). Det kan politiken bidra till genom att öka möjligheten för kvinnor att förvärvsarbeta, men också genom att ge individen tillgång till ett ekonomiskt skyddsnät vid till exempel sjukdom eller föräldraledighet (Lister 2003). För det andra kan social

service tillhandahållas inom ramen för de familjepolitiska åtgärderna

och därigenom också bidra till föräldrars (traditionellt sett framförallt kvinnors) möjlighet att förvärvsarbeta. Ett exempel på sådan social service är offentlig barnomsorg, vilken också kan fungera som en buffert mot vardagens stress i barnfamiljernas strävan att förena arbete och familjeliv. För det tredje förmedlar familjepolitikens utformning normativa värderingar om jämställdhet och genus – dvs. normer och förväntningar kring kvinnors och mäns egenskaper och handlande när det gäller ansvaret för betalt och obetalt arbete – och kan på så sätt dels påverka hur män och kvinnor faktiskt organiserar sitt vardagsliv och dels hur de tänker och känner i frågan om att kombinera förvärvsarbete och omsorgsansvar.

Figur 9.1 Relationen mellan familjepolitikens utformning och upplevelser av konflikt och berikning

Den familjepolitik som förs i ett land kan alltså ge olika förutsättningar för människor att kombinera arbete och familj (Gornick och Meyers 2003; Korpi 2000). Sammanfattningsvis är utgångspunkten att familjepolitikens utformning utgör ett ramverk som bidrar till att forma individers strävan efter och strategier för att förena arbete och familj. Vi tänker oss alltså att politiken kan påverka upplevelser av konflikten arbete-familj och berikning genom att staka ut den materiella strukturen när det gäller tillgången till resurser och förmåner för olika grupper i samhället, men också genom att förmedla normativa budskap (jfr. Daly och Rake 2003; Svallfors 2007). Dessa kan tillsammans påverka människors handlingsstrategier, strävanden och åsikter. De materiella och normativa aspekterna kan samverka men också motverka varandra, då idealet om jämställda tvåförsörjarfamiljer kan vara svårt att uppnå på grund av kolliderande normer och praktiker ifråga om arbetsvillkor, genus och omsorgsideal.

9.4.2 En studie av 15 länder som representerar fyra familjepolitiska modeller

För att undersöka hur länken mellan upplevelser av konflikten arbete-familj och upplevelser av välbefinnande och livstillfredsställelse ser ut och hur den påverkas av den familjepolitik som förts i olika länder användes European Social Survey (ESS) från år 2004.3Analysen baserades på enkätsvar från ungefär 11000 respondenter från 15 olika västeuropeiska länder.4, 5 Samtliga respondenter var förvärvsarbetande och hade en partner och/eller barn i hushållet.

3 ESS är ett samarbete där forskare från ett stort antal europeiska länder genomför en gemensam enkätundersökning vartannat år. Ämnena för undersökningens frågor varierar delvis år från år och 2004 inkluderades frågor som handlar just om människors arbete och familjeliv. 4 Flernivåanalys var den statistiska metod som användes. Denna metod innebär att faktorer på både individnivå och nationell nivå kan inkluderas i samma statistiska modell (Hox 2002).

Upplevelser av konflikt och berikning

Familjepolitikens utformning

Grad av dubbla roller i arbete och familj

Autonomi Social service Normer

Bland de 15 länderna gick det att urskilja fyra grupper där liknande familjepolitik förts. Dessa grupper utgör med andra ord fyra så kallade familjepolitiska modeller (Korpi 2000; Thévenon 2011). De nordiska länderna tillhör tvåförsörjarmodellen, vilken stödjer kvinnors förvärvsarbete till exempel genom att tillhandahålla offentligt finansierad barnomsorg och en generös föräldraförsäkring. Merparten av de kontinentaleuropeiska länderna (Österrike, Tyskland, Belgien, Nederländerna och Frankrike) har genom den politik som förts istället främjat en mer traditionell familjeform där småbarnsmödrarna ofta är hemarbetande. Genom skattelättnader, vårdnadsbidrag och allmänna barnbidrag främjar man här explicit en familjeform där endast en person förvärvsarbetar. En sådan familjeform främjas även i den marknadsorienterade modellen, men på ett mer implicit sätt. Den marknadsorienterade modellen präglas av en avsaknad av stöd till barnfamiljer. Här får barnfamiljerna framförallt förlita sig på privata alternativ samt hjälp från vänner och släktingar när det gäller att förena arbete och familj och konsekvensen är ofta en ganska traditionell arbetsfördelning mellan kvinnor och män. Till denna modell hör Storbritannien, Irland och Schweiz. Även i de sydeuropeiska länderna Spanien, Grekland och Portugal är avsaknaden av offentligt stöd tydlig. Här gör sig traditionella katolska värden gällande och kvinnorna i den egna familjen är de som bäst anses kunna sköta omsorgen om barn (Bettio och Plantenga 2004; Ferrera 2005).

De familjepolitiska modellerna avspeglas tydligt i den faktiska fördelningen av förvärvsarbete och omsorgsansvar. I de nordiska barnfamiljerna arbetar en stor andel kvinnor och män heltid eller lång deltid, medan en mer traditionell arbetsfördelning gör sig gällande i många andra västeuropeiska länder. Männen arbetar där oftast heltid medan en stor andel kvinnor arbetar kort deltid, ofta endast ett fåtal timmar per vecka. I de sydeuropeiska länderna är deltid ovanligt även bland kvinnor, istället är alternativen där snarare att antingen arbeta heltid eller inte yrkesarbeta alls.

5 De länder som ingick i analysen var Sverige, Danmark, Norge, Finland, Österrike, Tyskland, Schweiz, Belgien, Nederländerna, Frankrike, Storbritannien, Irland, Spanien, Grekland och Portugal.

9.4.3 Balansen mellan konflikt och berikning

Nu vänder vi oss till frågan hur familjepolitikens utformning kan påverka upplevelser av konflikten arbete-familj parallellt med upplevelser av välbefinnande och livstillfredsställelse (berikning). Som beskrivits ovan har tidigare studier framförallt studerat individers upplevelser av antingen konflikt eller berikning, eller resonerat i termer av att när konflikten ökar minskar välbefinnandet (för en översikt se Allen m.fl. 2000). Vi ville komma ifrån ett sådant linjärt tänkande och har istället valt att undersöka hur människors kombinerade upplevelser av konflikt och berikning ser ut. Genom latent klusteranalys (McCutcheon 1987) har vi identifierat tre typer av sammanlänkade upplevelser av konflikt och berikning. Typerna har skapats utifrån människors svar på enkätfrågor som handlar om upplevelser av konflikt när det gäller deras möjligheter att kombinera krav från arbete och familj (grad av konflikt) samt deras nivåer av psykologiskt välbefinnande i vardagen och generella tillfredsställelse med livet (grad av berikning). Individer med liknande upplevelser klassificeras tillsammans i någon av de tre typerna av sammanlänkade upplevelser av konflikt och berikning. De tre typerna representerar alltså olika kombinerade upplevelser av konflikten arbete-familj och berikning och grupper av människor har olika stor sannolikhet att tillhöra de olika typerna.

Den första typen innebär en situation där problemen att få vardagen att gå ihop är små och upplevelser av berikning är vanligast. Här återfinns i allmänhet män, individer utan barn i hushållet, och människor som tillhör arbetarklassen. Den andra typen av sammanlänkade upplevelser av konflikt och berikning står delvis i motsats till den första typen – konflikten arbete-familj är här i allmänhet högre medan upplevelser av berikning är lägre. Här återfinns bland annat ensamstående föräldrar. Den tredje typen innebär en situation där konflikt och berikning är i jämvikt, dvs. höga nivåer av konflikt arbete-familj kombineras med höga nivåer av välbefinnande och livstillfredsställelse. Denna situation överrepresenteras av kvinnor, familjer med barn i hushållet, samt individer med tjänstemannayrken.

Sammanfattningsvis visar analysen att enbart berikning är vanligare bland män. Även kvinnor upplever i och för sig berikning, men i större utsträckning kombinerat med upplevelser av konflikt mellan arbete och familj. För människor i tjänstemannayrken balanseras också konflikten arbete-familj av berikning. Det visar sig

alltså att höga krav från arbete och familj förvisso ger högre konflikt, men kan också ge berikning.

När det gäller frågan hur människors kombinerade upplevelser av konflikt och berikning ser ut i de olika familjepolitiska modellerna visar analysen att konflikten arbete-familj är högre i de nordiska länderna än i andra familjepolitiska modeller. Denna konflikt går dock hand i hand med upplevelser av välbefinnande och livstillfredsställelse. Genom att rikta stöd till tvåförsörjarfamiljer är kvinnors integration på arbetsmarknaden och individers autonomi högre i de nordiska länderna. Möjligheterna att kombinera arbete och familj är med andra ord större men i och med detta blir kraven i vardagen också högre. Höga krav från arbete och familj ger alltså mer konflikt arbete-familj, men är också berikande. Framförallt upplever kvinnor, och inte minst den grupp som i teorin har högst konflikt, småbarnsmödrar, i länder med en politik som stödjer tvåförsörjarfamiljer att dubbla roller i arbete och familj medför både konflikt och berikning (Resultaten redovisas i appendix, Tabell 9.2.).

9.5 Avslutning

Sammanfattningsvis visar resultaten att den familjepolitik som förs i ett land har betydelse för individers upplevelser av konflikt mellan arbete och familj. Familjepolitikens utformning utgör ett ramverk som bidrar till att forma individers strävan efter och strategier för att kombinera arbete och familj, genom de resurser och normer som förmedlas via den förda familjepolitiken. Det verkar dock inte vara så att tvåförsörjarpolitiken gör att de genomsnittliga nivåerna av konflikt mellan arbete-familj minskar så som viss annan forskning på området visat. Resultaten pekar tvärtom på att upplevelsen av konflikt är minst lika hög eller till och med högre i länder som infört en tvåförsörjarpolitik i jämförelse med andra länder. Socialpolitiska åtgärder som har för avsikt att underlätta för människor att förena arbete och familj bidrar nämligen till småbarnsmödrars integration på arbetsmarknaden – en grupp som på grund av höga familjekrav i teorin kan tänkas uppleva hög konflikt. Detta bidrar i sin tur till att upplevelser av konflikt mellan arbete och familj blir mer utbredda. Till exempel upplever finska kvinnor mer sällan konflikt jämfört med kvinnor i Sverige och de andra nordiska länderna. Detta hänger troligtvis ihop med den mindre betoning på tvåförsörjarstöd som varit gällande i Finland och finska kvinnors

något svagare koppling till arbetsmarknaden. Bland nordiska män finns inga signifikanta skillnader i upplevelser av konflikt mellan arbete och familj. Jag tolkar alltså de utbredda upplevelserna av konflikt mellan arbete och familj i länder som i hög grad infört en tvåförsörjarpolitik som nära förknippade med kvinnors (även småbarnsmödrars) högre integration på arbetsmarknaden och att människor där i större utsträckning strävar efter att kombinera arbete och familj oavsett kön och social klass. I andra länder med lågt fokus på tvåförsörjarpolitik präglas kvinnors livsval i större utsträckning av antingen karriär eller familj.

Resultaten visade också att människors strävan att kombinera arbete och familj kan vara både konfliktfyllt och berikande. Upplevelser av konflikten arbete-familj sattes i relation till upplevelser av välbefinnande och livstillfredsställelse. Det visade sig att olika typer av kombinerade upplevelser av konflikt och berikning (välbefinnande och livstillfredställelse) är mer eller mindre utbredda i olika familjepolitiska modeller. I den nordiska tvåförsörjarmodellen är de genomsnittliga upplevelserna av konflikt relativt höga, men dessa upplevelser balanseras av höga nivåer av välbefinnande och livstillfredsställelse. Människor som upplever en hög konflikt i vardagslivet i frågan om att kombinera sitt förvärvsarbete med familjelivet upplever alltså även att deras situation är berikande. I tvåförsörjarländerna är möjligheterna att kombinera arbete och familj större men i och med detta blir kraven i vardagen också högre. Höga krav från arbete och familj ger alltså mer konflikt arbetefamilj, men också mer välbefinnande och livstillfredsställelse. Dessa resultat pekar på behovet av att studera människors upplevelser av konflikt och stress när det gäller att kombinera arbete-familj i relation till andra mer positiva aspekter av att kombinera yrkesliv och familjeliv, något som sällan görs inom forskningsfältet.

Viktigt att nämna är att det som mäts i studierna som presenterats här är människors upplevelser av konflikt mellan arbete och familj efter att de redan anpassat sina vardagsliv efter befintliga krav från arbetet och familjen. Här är genusaspekter i relation till upplevelser av konflikt högst relevanta och studierna visar till exempel att om kvinnor inte anpassat sina arbetstider utan istället i genomsnitt arbetat lika många timmar i veckan som män, skulle deras konfliktnivåer vara betydligt högre. Intressant vore därför att studera vilka strategier som används av kvinnor och män för att få vardagen med yrkesliv och familjeliv att gå ihop. Viktigt är också att undersöka hur småbarnsföräldrar i Sverige upplever att de kon-

kret kan och önskar nyttja de svenska familjepolitiska åtgärderna i relation till krav och villkor i arbetslivet. Den svenska familjepolitiken utformades till stor del på 1970-talet och kvinnor förväntades då i stor utsträckning förkorta sin arbetsid för att förena arbetsliv och förvärvsarbete på ett framgångsrikt sätt. Frågan är dock hur dessa policyverktyg fungerar och uppfattas inom dagens arbetsliv.

Analyserna som presenterats här fokuserade på effekter av länderskillnader i familjepolitikens utformning, men självklart kan även andra närliggande faktorer, såsom andra delar av socialpolitiken eller regelverk och politik i relation till arbetsmarknaden också påverka individers resurser och normer och i förlängningen människors upplevelser av konflikt och berikning. Det vore till exempel fruktbart att närmare studera länken mellan den befintliga familjepolitiken och de villkor som arbetslivet sätter upp, och hur detta påverkar människors förutsättningar att kombinera arbete och familj.

Referenser

Allen, T. D., D. E. Herst, C. S. Bruck, och M. Sutton (2000).

“Consequences Associated with Work-to-Family Conflict: A Review and Agenda for Future Research”, Journal of Occupa-

tional Health Psychology, 5(2):278–308.

Angelov, N, P. Johansson, E. Lindahl och E-A. Lindström (2011).

”Kvinnors och mäns sjukfrånvaro” IFAU Rapport 2011:2, IFAU, Uppsala. Barnett, R. C. och J. S. Hyde (2001). “Women, Men, Work, and

Family: An Expansionist Theory”, American Psychologist, 56(10):781–96. Bettio, F. och J. Plantenga. (2004). “Comparing Care Regimes in

Europe”, Feminist Economics, 10(1):85–113. Björnberg, U. och A-K. Kollind (2003). Att leva själv tillsammans,

Malmö: Liberförlag. Boye, K. (2008). Happy hour? Studies on well-being and time spent

on paid and unpaid work, Institutet för social forsknings

avhandlingsserie nr. 74, Stockholms universitet. Byron, K. (2005). “A meta-analytic review of work-family conflict

and its antecedents”, Journal of Vocational Behaviour, 67:169– 198. Chung, H. (2011). “Work-Family Conflict across 28 European

Countries: a multi-level Approach”, i Dronič C. och A. M. Guillen (red.) Work-Life Balance in Europe, Houndmills: Palgrave Macmillan. Crompton, R. (2006). Employment and the Family. The Reconfigu-

ration of Work and Family Life in Contemporary Societies, UK:

Cambridge University Press. Crompton, R. och C. Lyonette (2006). “Work-Life “Balance” in

Britain and Europe”, Acta Sociologica, 49(4):379–393. Daly, M. (2005). Changing family life in Europe: Significance for

state and society, European Societies, 7(3):379–398. Daly, M. och K. Rake (2003). Gender and the Welfare State: Care,

Work and Welfare in Europe and the USA, Cambridge: Polity

Press. Edlund, J. (2007). “The work-family time squeeze: conflicting

demands of paid and unpaid work among working couples in 29

countries”, International Journal of Comparative Sociology, 48(6):451–480. Ellingsæter, A. L. (2003). “The Complexity of Family Policy

Reform: The Case of Norway”, European Societies, 5(4):419– 443. Ellingsæter, A. L., och A. Leira (2006). Politicising Parenthood in

Scandinavia, Bristol: Polity Press.

Evertsson, M. och A-Z. Duvander (2011). “Parental Leave-Possibi-

lity or Trap? Does Family Leave Length Affect Swedish Women's Labor Market Opportunities?”, European Sociological

Review, 27:435–450.

Ferrera, M. (2005). Welfare state reform in southern Europe: Fighting

poverty and social exclusion in Italy, Spain, Portugal and Greece,

London: Routledge/EUI studies in the political economy of welfare. Gallie, D. och H. Russell (2009). “Work-Family Conflict and

Working Conditions in Western Europe”, Social Indicators

Research, 93(3):445–467.

Gornick, J. C. och M. K. Meyers (2003). Families That Work: Poli-

cies for Reconciling Parenthood and Employment, New York:

Russell Sage Foundation. Goode, W. J. (1960). “A Theory of Role Strain”, American Sociolo-

gical Review, 25(4):483–96.

Greenhaus, J. H. och N. J. Beutell (1985). “Sources of Conflict

between Work and Family Roles”, Academy of Management

Review, 10(1):76–88.

Grönlund, A. (2007). “More control, less conflict? Job

demand/control, gender and work/family conflict”, Gender,

Work and Organization, 14(5):476–97.

Grönlund, A och I. Öun (2010). ”Re-thinking work-family con-

flict. Dual-earner policies, role conflict and role expansion in Western Europe”, Journal of European Social Policy, 20(3):179– 95. Haataja, A. (2006). ”Inkomstskillnaderna mellan kvinnorna ökar:

Fler valmöjligheter eller målmedvetnare jämställdhetspolitik?” i Moring, A. (red.) 100 år av kvinnlig rösträtt i Finland, Helsingfors: Förlagsaktiebolaget Otava.

Hiilamo, H. och O. Kangas (2006). Trap for Women or Freedom to

Choose? Political Frames in the Making of Home Care Allowance in Finland and Sweden, Publications of the Department of

Social Policy, University of Turku A:18/2006. Hox, J. (2002). Multilevel analysis: Techniques and applications,

London: Lawrence Erlbaum Associates. Korpi, W. (2000). “Faces of Inequality: Gender, Class and Patterns

of Inequalities in Different Types of Welfare States”, Social

Politics, 7(2):127–191.

Korpi, W., T. Ferrarrini och S. Englund (2013). “Women’s

Opportunities under Different Family Policy Constellations: Gender, Class, and Inequality Tradeoffs in Western Countries Re-examined”, Social Politics, 20(1):1–40. Lewis, J. (1992). “Gender and the Development of Welfare

Regimes”, Journal of European Social Policy, 2(3):159–173. Lewis, J. (2009). Work-Family Balance, Gender and Policy,

Cheltenham, UK: Edward Elgar. Lister, R. (2003). Citizenship: Feminist Perspectives, Basingstoke:

Palgrave Macmillan. Magnusson, C. (2010). “Why is there a Gender Wage Gap Accor-

ding to Occupational Prestige? An Analysis of the Gender Wage Gap by Occupational Prestige and Family Obligations in Sweden”, Acta Sociologica, 53:99–117. McCutcheon, A. L. (1987). Latent class analysis, Sage University

Paper series on Quantitative Applications in the Social Sciences, No. 07-064, Newbury Park, CA: Sage. OECD (2011). OECD Family Database, OECD: Paris. Orloff, A. (1993). “Gender and the Social Rights of Citizenship:

The Comparative Analysis of Gender Relations and Welfare States”. American Sociological Review, 58(3):303–328. Pitt-Catsouphes M., E. E. Kossek och S. Sweet (2006). The Work

and Family Handbook, Multi-Disciplinary Perspectives and Approaches, London: Lawrence Erlbaum Associates.

Sainsbury, D. (1999). Gender and Welfare State Regimes, New

York: Oxford University Press. Stieber, N. (2009). “Reported Levels of Time-based and Strain-

based Conflict Between Work and Family Roles in Europe: A Multilevel Approach”, Social Indicators Research, 93(3):469–488.

Stier, H., N. Lewin-Epstein och M. Braun (2012). “Work-family

conflict in comparative perspective: The role of social policies”, Research in Social Stratification and Mobility, 30(3):265–279. SFS (2008:567). Diskrimineringslag. SFS (1995:584). Föräldraledighetslag. SFS (1962:381). Lag om allmän försäkring. Strandh, M. och M. Nordenmark (2006). “The Interference of Paid

Work with Household Demands in Different Social Policy Contexts: Perceived Work-Household Conflict in Sweden, the UK, the Netherlands, Hungary, and the Czech Republic”,

British Journal of Sociology, 57(4):597–617.

Svallfors, S. (2007). “Introductory chapter” i Svallfors, S. (red.) The

Political Sociology of the Welfare State: Institutions, Social Cleavages and Orientations, Stanford: Stanford University Press.

Thévenon, O. (2011). “Family Policies in the OECD Countries: A

Comparative Analysis”, Population and Development Review, 37(1):57–87. Thoits, P. (1983). “Multiple Identities and Psychological Well

Being: A Reformulation and Test of the Social Isolation Hypothesis”, American Sociological Review, 48(April):174–187. Van der Lippe, T., A. Jager och Y. Kops (2006). ”Combination

Pressure: The Paid Work-Family Balance of Men and Women in European Countries”, Acta Sociologica, 49(3):303–319. Voydanoff, P. (1988). “Work Role Characteristics, Family Struc-

ture Demands, and Work/Family Conflict”, Journal of Marriage

and the Family, 50(3):749–762.

Öun, I. (2012a). Conflict and concord in work and family. Family

policies and individual’s subjective experiences. Avhandling nr.

70, Sociologiska institutionen, Umeå universitet. Öun, I. (2012b). ”Work-family conflict in the Nordic countries: A

comparative analysis”, Journal of comparative family studies, 43(2):165–184.

Appendix

Tabell 9.1 Sannolikheter (0–100) att uppleva konflikt arbete-familj (ej tillhöra Kluster 1). Ostandardiserade b-koefficienter från OLS-regressioner.

Modell 1 Modell 2 Modell 3 Modell 4 Modell 5

Intercept

39.28*** 29.13*** 33.87*** 22.75*** 41.69***

Land

Bor i Norge

2.16 2.03 0.44 0.67 0.43

Bor i Danmark

-3.02 -3.63 -4.93 -2.93 -6.04*

Bor i Finland

-9.48*** -8.11** -9.92** -8.49** -10.44***

Bor i Sverige (ref.)

Kvinna

3.93* 8.00*** 11.17*** 10.03*** 7.28***

(man=ref.)

Universitetsexamen

4.82* 4.68* 5.64** 5.94*

(annat=ref.)

Veckoarbetstid

<30 timmar

-9.32** -13.16*** -12.32*** -14.76***

>40 timmar

12.03*** 10.33*** 10.62*** 9.25***

30–40 timmar (ref.) (Saknar värde på variabeln

1.43 -0.73 1.39 1.76)

Barn i hushållet

6.28** 5.85** 6.57*** 7.98***

(inga barn=ref.)

Partners arbetssituation

Ingen partner

7.66* -

-

-

Andra (inkl. <deltid)

4.76 4.56 4.08 4.06

Heltid eller deltid (ref.)

Andel utfört hushållsarbete

-0.07

Upplevd rättvisa i hushållsarbetet

Gör mer än rättvist

8.61***

Gör mindre än rättvist

14.20***

Gör rättvist (ref.)

Fördelning av hushållssysslor

-0.94**

n=2582 n=2502 n=2149 n=2263 n=2079

Signifikansnivåer: ***<0.001; **<0.01; *<0.05.

Tabell 9.2 Sannolikheter (0–100) att uppleva de tre olika typerna av sammanlänkade upplevelser av konflikt och berikning (dvs. kombinationer av upplevd konflikt arbete-familj, välbefinnande och livstillfredsställelse) beroende på policymodell och individuella krav från arbete och familj. Ostandardiserade b-koefficienter från flernivåregressioner (MLA).

Övervikt berikning Övervikt konflikt Jämvikt mellan konflikt

och berikning

[Fixa effekter] Modell 1a Modell 1b Modell 2a Modell 2b Modell 3a Modell 3b

Intercept

37.68*** 48.09*** 31.49*** 11.79 30.83*** 40.11***

Kvinna

- 0.66 - 1.70 1.32* - 0.54 - 0.66 2.24**

(Ref: Man)

(p=0.05)

Arbetstider i hushållet

(Ref: Båda arbetar heltid)

Båda deltid

5.75**

- 0.02

- 5.71***

Deltid+heltid

4.42***

2.98**

- 7.39***

Heltid+0-19 tim

- 0.90

1.66

- 0.75

Heltid+20-34 tim

- 0.31

0.47

- 0.15

Ensamstående förälder

- 6.71***

13.85***

- 7.14***

Barn (Ref: Inga barn 0–

18) 0–6 år

- 3.55***

- 2.22**

5.76***

7–18 år

- 2.65**

- 0.26

2.90***

Tjänstemän (Ref:

Annan social klass)

- 2.23**

- 3.91***

6.15***

Policymodell (Ref:

Tvåförsörjar) Traditionell familjemodell

- 11.06

21.29*

- 10.22

Marknadsorienterad modell

3.44

15.28

- 18.72*

Sydeuropeisk modell

- 19.28

50.34***

- 31.06**

[Varians]

Mellan individer 1164.83*** 1167.93*** 941.51*** 891.28*** 729.13*** 726.671***

Mellan länder

239.51** 155.64** 476.69** 167.54** 246.50** 127.75**

(n)

10 825 9 022 10 825 9 022 10 825 9 022

- 2 ll

107223.03 89391.29 104932.49 86957.49 102159.15 85114.34

Signifikansnivåer: ***<0.001; **<0.01; *<0.05.

Författarpresentationer

Katarina Boye, fil.dr. i sociologi, Institutet för social forskning, Stockholms universitet.

Ann-Zofie Duvander, docent i sociologi och demografi, Sociologiska institutionen, Demografiska avdelningen, Stockholms universitet.

Marie Evertsson, docent i sociologi, Sociologiska institutionen, Stockholms universitet.

Karin Halldén, fil.dr. i sociologi, Institutet för social forskning, Stockholms universitet.

Charlotta Magnusson, fil.dr. i sociologi, Institutet för social forskning, Stockholms universitet.

Magnus, Nermo, docent i sociologi, Institutet för social forskning, Stockholms universitet.

Christine Roman, professor i sociologi, Institutionen för humaniora, utbildnings- och samhällsvetenskap, Örebro universitet.

Anders Stenberg, docent i nationalekonomi, Institutet för social forskning, Stockholms universitet.

Marta Szebehely, professor i socialt arbete, Institutionen för socialt arbete, Stockholms universitet.

Ida Viklund, doktorand i sociologi och demografi, Sociologiska institutionen, Demografiska avdelningen, Stockholms universitet.

Ida Öun, fil.dr. i sociologi, Sociologiska institutionen, Umeå universitet.