Vem är föräldraledig?

Transkript

1 Vem är föräldraledig? En kvantitativ studie om mäns föräldraledighetsuttag i Sverige Marina Kullbrandt och Norah Nyblaeus Sociologiska Institutionen Kandidatuppsats i sociologi, 15 h.p. Inriktning: Sociologisk Samhällsanalys Vt 2019 Handledare: Frida Rudolphi

2 Sammanfattning Trots att män och kvinnor sedan länge har haft rätt till lika stor del av föräldraledigheten i Sverige är uttaget av föräldraledighet mellan män och kvinnor fortfarande inte jämställt. Därav syftade denna studie att undersöka en del faktorer och dess påverkan på mäns föräldraledighetsuttag i Sverige. Forskning har bland annat pekat på att det finns ett samband mellan individfaktorer hos män, så som utbildning och inkomst, och deras föräldraledighetsuttag. Även mäns och kvinnors resurser och egenskaper i relation till varandra inom ett parförhållande står ofta i fokus i studier och teorier gällande jämställdhet inom familjer. Syftet med denna studie var därför att undersöka om mäns utbildningsnivå samt skillnader i utbildning, inkomst och ålder inom par kan förklara mäns uttag av föräldraledighet i Sverige. I studien användes datamaterial från Levnadsnivåundersökningen (LNU) år Datamaterialet har i första hand samlats genom intervjuer och postenkäter. Den del av LNU som studeras är män som vid undersökningstillfället var sammanboende med kvinnlig partner med endast gemensamma hemmaboende barn födda mellan 1992 och Även partnerdelen av LNU används i studien. Den slutgiltiga respondentgruppen som analyserades bestod av 583 individer. Inledningsvis presenteras medelvärden av mäns föräldraledighetsuttag ur kategorierna för de hypoteser som undersöks. Vidare prövas studiens hypoteser med hjälp av linjära regressionsanalyser. Studien visar framförallt att i en heterosexuell relation där kvinnan tjänar mer än mannen, och med det menas mer än 3000 kronor i månaden före skatt, så tenderar mannen att ta ut mer föräldraledighet. När det gäller mäns utbildningsnivå, samt relativ ålder mellan män och kvinnor inom par samt relativ utbildning inom par finner studien inget statistiskt signifikant stöd för att detta skulle påverka mäns föräldraledighetsuttag. Nyckelord Föräldraledighet, Jämställdhet, Relativa resurser, Genussystem, Doing gender

3 Innehållsförteckning Innehållsförteckning... 3 Inledning... 1 Syfte och frågeställningar... 2 Avgränsningar... 2 Bakgrund... 2 Föräldraförsäkringens historia... 3 Föräldraförsäkringens utformning i Sverige... 4 Tidigare litteratur... 4 Teori och tidigare forskning... 5 Hypoteser... 8 Data och metod... 9 Data... 9 Operationaliseringar och variabler Beroende variabel Oberoende variabler Metod Regressionsdiagnostik Resultat Mäns föräldraledighetsuttag Bivariata analyser Multivariata analyser Hypotes ett Hypotes två Hypotes tre... 23

4 Hypotes fyra Diskussion Resultat kopplat till teori och tidigare forskning Begränsningar Vidare forskning Referenser Tryckta Elektroniska... 35

5 Inledning Ur ett internationellt perspektiv är svensk familjepolicy både könsneutral och barnvänlig, och har länge varit det. Redan år 1974 infördes föräldraförsäkringen i Sverige, detta innebar att båda föräldrarna gavs lika möjligheter att stanna hemma med sina barn. Trots detta tog män i genomsnitt ut endast 28 procent av den totala föräldraledigheten år 2017 (SCB 2018), 45 år efter införandet. Mäns genomsnittliga föräldraledighetsuttag har gradvis ökat sedan 1974 (SCB 2018), men trots detta är uttaget ännu inte jämställt (SCB 2018). Att kvinnor i genomsnitt tar ut mer föräldraledighet än män kan väntas få betydande konsekvenser för både mäns och kvinnors positioner i yrkeslivet (Aisenbrey m.fl. 2009; Bygren & Duvander 2006). En rapport av Duvander m.fl.(2015) visar att ett mer lika föräldraledighetsuttag mellan könen även är kopplat till mer jämställdhet i flera andra avseenden, både på arbetsmarknaden och i hemmet. Därför har att öka mäns föräldraledighetsuttag länge setts som ett viktigt verktyg för att främja jämställdhet mellan könen (Duvander m.fl. 2015).Den andel män som inte tar ut någon föräldraledighet alls, eller endast en liten del, har varit relativt oförändrad sedan mitten av 1990-talet, samtidigt som det genomsnittliga föräldraledighetsuttaget hos män har ökat (Försäkringskassan 2012). Med anledning av detta avser denna studie att undersöka faktorer som kan tänkas påverka mäns föräldraledighetsuttag. Forskning och undersökningar har bland annat identifierat att mäns egna inkomst- (Lundgren 2006; Bygren & Duvander 2006) och utbildningsnivå (Sundström & Duvander 2002; Lundgren 2006) påverkar deras föräldraledighetsuttag. Utbildning förväntas bland annat leda till mer positiva attityder gentemot jämställdhet. Detta kan tänkas vara en förklaring till det mönster många studier har sett, att högre utbildning har ett samband med ett högre uttag av föräldraledighet hos män (SOU 2014:28). Något som även verkar ha en inverkan på mäns föräldraledighetsuttag är de skillnader, exempelvis i utbildnings- och inkomstnivå, som finns mellan män och kvinnor i förhållanden. Det är även detta fenomen som denna studie främst intresserar sig för. Exempelvis har studier visat att inom par är en högre utbildning hos kvinnan förknippad med ett högre uttag av föräldraledighet hos mannen (Geisler & Kreyenfled 2011; Nyman & Pettersson 2003). Även könsskillnader i inkomst har visats påverka mäns uttag av föräldraledighet, i synnerhet har utredningar visat att par med lika inkomst, eller par där 1

6 kvinnan tjänar mer än mannen, är mer jämställda i uttaget av föräldraledigheten jämfört med förhållanden där mannen tjänar mer än kvinnan (SOU 1997:139; SOU 2017:101). En annan faktor är huruvida åldersskillnader inom par påverkar mäns föräldraledighetsuttag. Både svenska och utländska studier och utredningar har visat att sannolikheten för att män tar ut en större andel föräldrapenning ökar när föräldrarna är jämngamla eller när kvinnan är äldre än mannen (Geisler & Kreyenfeld 2011; Försäkringskassan 2013; SOU 2014:28). Därför avser denna studie att undersöka mäns egna utbildning, skillnader i utbildning, inkomst samt ålder inom par, som möjliga förklaringar till könsskillnader i uttag av föräldraledighet. Syfte och frågeställningar Syftet med denna studie är att undersöka om mäns utbildningsnivå samt skillnader i utbildning, inkomst och ålder inom par kan förklara mäns uttag av föräldraledighet i Sverige. Två frågeställningar har utifrån detta formulerats: Finns det något samband mellan mäns utbildningsnivå och deras föräldraledighetsuttag? Har relativa resurser och individfaktorer, i form av utbildning, inkomst och ålder, mellan män och kvinnor i parförhållanden har något samband med mäns föräldraledighetsuttag? Avgränsningar Studien avser att undersöka män i ett förhållande med kvinnlig partner. Ytterligare undersöks enbart mäns föräldraledighetsuttag för det yngsta barnet. Bakgrund Detta avsnitt inleds med en presentation av föräldraförsäkringens historia i Sverige. Vidare presenteras föräldraförsäkringens utformning idag. 2

7 Föräldraförsäkringens historia Sverige förändrades drastiskt under 1900-talet och gick då från att vara ett fattigsamhälle till ett välfärdssamhälle. Barnfamiljer kunde efter andra världskriget förbättra sin ekonomiska situation genom att båda föräldrarna förvärvsarbetade, välfärdssamhället utvecklades i takt med denna förändring (Försäkringskassan 2014). Innan år 1974 hade Sverige en så kallad moderskapsförsäkring. År 1974 ändrades moderskapsförsäkringen till att ge båda föräldrarna möjlighet att stanna hemma med sina barn, detta blev året då Sverige införde föräldraförsäkringen. Under föräldraförsäkringens första år togs endast 0,5 procent av den totala föräldraledigheten ut av pappan. Till en början omfattade föräldraledigheten sex månader men förlängdes sedan till åtta månader (Försäkringskassan 2014). Båda föräldrarna hade rätt att ta ut lika många dagar men i de flesta fall överlät mannen sina dagar till kvinnan. År 1995 infördes för första gången reserverade dagar i föräldraförsäkringen till mannen, den så kallade pappamånaden, i syfte att öka mäns uttag av föräldraledighet. År 2002 infördes ytterligare en pappamånad och år 2016 infördes en tredje 1. De månader av föräldraledigheten som har reserverats för mannen har emellertid påverkat mäns generella uttag av föräldraledighet. Den första pappamånaden ökade det genomsnittliga uttaget av föräldraförsäkringen bland män, i synnerhet för lågutbildade och lågavlönade män (Inspektionen för socialförsäkringen 2012; Nyman & Pettersson 2003). Det innebär att det var de grupper som tidigare inte tagit ut någon föräldraledighet alls som ökade i uttag av föräldrapenning (Inspektionen för socialförsäkringen 2012). Uttaget blev således inte bara mer jämnt fördelat mellan män och kvinnor, utan även inom grupper av män (Duvander m.fl. 2015). En studie har bland annat visat att en större andel män med barn födda år 1996 har tagit ut föräldraledighet jämfört med män med barn födda år 1993 (Nyman och Pettersson 2002). Även den andra pappamånaden hade en effekt på mäns uttag av föräldraledigheten. Det gäller för de flesta grupper, men den grupp som ökade mest var här istället män med medelhög lön och utbildning (Inspektionen för socialförsäkring 2012). År 2014 var fortfarande inte uttaget av föräldraledigheten jämställt. Kvinnor arbetade även i högre utsträckning än män deltid och tog ut längre perioder av obetald ledighet (Försäkringskassan 2014). Den så kallade jämställdhetsbonusen påbörjades år 2008 och slopades sedan år Jämställdhetsbonusen var en ersättning som betalades ut till föräldrapar som tog ut fler 1 3 månader (90 dagar) av föräldraledigheten är även reserverade för kvinnan (SFS 2010:110). 3

8 än de 60 dagar som är reserverade för varje förälder. Beloppet låg på 50 kronor var per dag (Försäkringskassan 2019). Dock hade jämställdhetsbonusen generellt sett väldigt liten påverkan på mäns uttag av föräldraledighet (Duvander 2017). Redan år 2010 visade Försäkringskassan i en utredning att jämställdhetsbonusen inte hade haft någon effekt, en motivering var att det eventuellt finns andra faktorer än de ekonomiska som spelar in i beslutet om fördelningen av föräldraledigheten hos föräldrapar (Försäkringskassan 2010). Även Inspektionen för socialförsäkringen (2012) menade att 24 månader efter införandet av jämställdhetsbonusen kunde man inte visa några signifikanta skillnader i uttaget av föräldraledigheten hos män eller kvinnor. Föräldraförsäkringens utformning i Sverige Vårdnadshavare i Sverige har idag rätt till 480 dagars föräldraledighet. Ersättning ges till vårdnadshavare med anledning av födsel eller adoption. För att få rätt till föräldrapenning på sjukpenningnivå 2 måste personen som söker föräldrapenning ha arbetat i minst 240 sammanhängande dagar innan beräknad förlossning. Vid ensam vårdnad har föräldern rätt till samtliga dagar av föräldraförsäkringen. Vid gemensam vårdnad tillhör hälften av samtliga dagar vardera föräldrar, samtliga dagar går att lämna över till den andre föräldern men 90 av dagarna är reserverade till vardera föräldrar. Dessa dagar är inte möjliga att lämna över 3 (SFS 2010:110). Tidigare litteratur I detta avsnitt redogörs för teori och tidigare forskning studien utgår från. Inledningsvis presenteras de teoretiska perspektiv som används, följt av tidigare forskning relevant för studiens syfte och frågeställningar. 2 Sjukpenningnivå lite mindre än 80 procent av din inkomst (Försäkringskassan 2019). 3 Dessa regler gällde även år 2010, detta är viktigt då studien använder datamaterial från år 2010/

9 Teori och tidigare forskning Genussystem är ett begrepp myntat av Hirdman (1988), enligt Hirdman är genussystem en grundläggande ordning av kön. Genussystemets struktur utgör basen för alla andra sociala, ekonomiska och politiska ordningar. Dessa ordningar består av två principer, den ena dikotomi, isärhållandet av könen, och den andra hierarki, att männen utgör normen och ses som allmängiltiga (ibid.). Utifrån Hirdmans (1988) teori om genussystem går det att argumentera för att den ojämställda föräldraledigheten är en konsekvens av den rådande hierarkin mellan könen. Män och deras behov anses på grund av deras överordnade ställning viktigare än kvinnors vilket ger dem både rätten och möjligheten att prioritera sina egna intressen och behov före sitt föräldraskap (Roman 1999; Bekkengen 2002). Genussystem har vid flera tillfällen varit föremål för kritik inom forskning. Bland annat menar Rothstein (1999; 2006) att teorin om genussystem inte förklarar vad det är som får enskilda kvinnor att handla mot sina egna intressen. Hirdman bemöter denna kritik med att förklara att isärhållandet av manligt och kvinnligt är det som genererar den manliga normen och därmed också den generella underordningen av kvinnor (Hirdman 1988), som exempelvis leder till att kvinnor är föräldralediga full tid trots att de egentligen kanske hade velat dela den lika med sin partner (SOU 1997:139; Roman 1999). Begreppet att göra kön (alternativt doing gender) myntades av West och Zimmerman De menar att det är önskvärt att dela upp kön i biologisk mening och som genus. Genus är den sociala konstruktionen av kön som skapas och reproduceras i alla sociala sammanhang. Konstruktionen av genus i vardagliga sammanhang kallar de för att göra kön. Kön görs inte helt fritt utan grundar sig i samhällets förväntningar kring vad som är manligt och kvinnligt (West & Zimmerman 1987). I en studie av Alsarve och Boye (2011) identifierades kvinnors ammande som ett huvudargument till att kvinnor tar ut en större del av föräldraledigheten. I studien framgår det som självklart bland respondenterna att kvinnor ska amma sitt barn. Alsarve och Boye menar att de starka föreställningarna kring amning är kopplat till föreställningar om kön och moderskap och kommer bland annat från experters råd till nyblivna föräldrar med ideer om barnets bästa. Detta trots att mycket forskning visar att amning bland nyblivna mammor inte alls är något självklart och dessutom mycket problematiskt för många (Porter Lewallen m.fl. 2006; Brown m.fl. 2014). En studie gjord i Storbritannien visade att kvinnor som har problem med att amma upplever det som ett misslyckande, detta eftersom de upplevde att de som kvinnor, och mammor, borde kunna amma sina barn (Williamson m.fl. 2011). 5

10 Ett ytterligare teoretiskt perspektiv går att hämta från det så kallade relativa resursperspektivet, som i grunden är en ekonomisk teori av Blood och Wolfe (1960). Teorin grundar sig i idén att tillgång till resurser är väsentligt för att ta beslut om arbetsfördelning (Blood & Wolfe 1960). Det relativa resursperspektivet har använts i flera studier som undersöker män och kvinnors arbetsfördelning i hemmet (exempelvis: SOU 1997:139; Evertsson & Nermo 2004; 2007) och även specifikt föräldraledighet (Alsarve & Boye 2011). Det är de relativa resurserna inom ett par som ligger i fokus i Blood och Wolfes (1960) perspektiv. En resurs kan ta vilken form som helst, så länge resursen på något vis är åtråvärd för den andra partnern (ibid.). De relativa resurserna avgör i slutändan maktbalansen inom ett par (SOU 1997:139). De relativa resurserna skapar ett beroende mellan parterna, den part som är minst beroende av den andra är även den som har störst inflytande i förhållandet. Detta innebär i förlängningen att ekonomiska resurser kan förvandlas till makt (Lundberg & Pollak 1996). Bittman m.fl. (2003) visade bland annat att kvinnor tenderar att minska sitt hushållsarbete när deras lön ökar, upp till den nivån att båda makarna tjänar ungefär lika. Det antas att hur hårda förhandlingar den partner som har minst beroende kan föra avgörs av kostnaden för den beroende partnern vid separation (SOU 2014:28). Ett grundantagande inom det relativa resursperspektivet är att båda parter vill minimera tiden de lägger på hushållsarbete (SOU 1997:139; SOU 2014:28). Föräldraledigheten går inte helt att likställa med hushållsarbete, då det inte går att anta att föräldraledigheten är något som båda föräldrarna vill förhandla bort (Alsarve & Boye 2012). På grund av detta kan det relativa resursperspektivet inte förklara huruvida parterna i ett förhållande vill förhandla bort föräldraledigheten eller inte, men det kan eventuellt förklara vem som har mest makt att förhandla. Relativa resursperspektivet har fått stöd i internationella studier men inte i lika stor utsträckning i svenska (SOU 2014:28). Enligt Sundström och Duvander (2002) har flera studier visat att en högre utbildning generellt sett ökar pappans uttag av föräldraledighet. Detta fenomen menar Lundgren (2006) finnas oavsett vem det är i förhållandet som är högutbildad. Nyman och Pettersson (2003) menar även dem att utbildning tycks vara en viktig faktor i förklaringen av mäns uttag av föräldraledighet, men i synnerhet partnerns utbildningsnivå. En högre utbildning hos kvinnan i ett förhållande har visats vara förknippat med ett högre föräldraledighetsuttag hos män, detta visar Geisler & Kreyenfled (2011) som undersökt tyska pappors uttag av föräldraledighet. Även Lappegård (2008) har visat på liknande resultat i en norsk studie. Vidare har studier visat att personer med högre utbildning generellt sett tenderar att ha en mer positiv inställning till jämställdhet mellan könen (Inglehart 1997, s. 152; 6

11 Kalmijn & Kraaykamp 2017). En positiv inställning gentemot jämställdhet mellan män och kvinnor är i sin tur kopplat till mindre traditionella könsroller inom förhållanden (Duvander & Viklund 2014), som även förväntas höra ihop med ett högre uttag av föräldraledighet hos män (Sundström & Duvander 2002). Denna koppling kan hjälpa till att förklara det flera studier har sett, att högre utbildning tycks ha ett samband med mer lika fördelad föräldraledighet mellan könen inom förhållanden. Även inkomst har visat sig ha ett samband med mäns föräldraledighetsuttag. I en studie av Alsarve och Boye (2012), som bland annat undersökte nyblivna föräldrars beslut fördelningen av föräldraledigheten, fann de att i diskussioner om vem som ska stanna hemma med barnen används ofta ekonomiska förutsättningar som argument. Utredningar har även visat att par med lika inkomst, eller par där kvinnan tjänar mer än mannen, är mer jämställda i uttaget av föräldraledigheten jämfört med förhållanden där mannen tjänar mer än kvinnan (SOU 1997:139; SOU 2017:101). Inkomsttaket för föräldrapenningen är en viktig brytpunkt när man talar om mäns uttag av föräldraledighet (Lundgren 2006; Bygren & Duvander 2006). Bland annat har Lundgren (2006) visat att det förhållande där mannen tar ut mest föräldraledighet är det förhållande försäkringskassan där kvinnors inkomst ligger högt över inkomsttaket för föräldrapenning och där mäns inkomst ligger under. Mäns uttag av föräldraledighet ökar generellt i takt med hans inkomst, tills de når inkomsttaket. Därtill ökar mäns uttag av föräldraledighet i takt med mammans inkomst, huvudsakligen när kvinnans inkomst ligger över inkomsttaket för föräldrapenningen (Lundgren 2006; Bygren och Duvander 2006). Att inkomst och ekonomiska förutsättningar har ett samband med mäns uttag av föräldraledighet finns det delade meningar om. Exempelvis har Bekkengen (2002) visat att män som väljer att inte ta ut föräldraledighet hänvisar till familjens ekonomi, arbetsgivares attityder eller att det är för barnets bästa som mamman får vara hemma. Bekkengen menar däremot att mäns generellt sätt lägre uttag av föräldraledighet antas varken ha med ekonomi, arbetsgivares attityder eller barnets bästa att göra utan istället handla om att män låter sina egna intressen och behov gå före föräldraskapet. Ytterligare en teori som skulle kunna förklara varför kvinnor i genomsnitt tar ut längre föräldraledighet än män är asymmetriska partnerval av Rothstein (1999; 2006). Både svenska och utländska studier och utredningar har visat att sannolikheten för att män tar ut mer föräldraledighet ökar när föräldrarna är jämngamla eller när kvinnan är äldre än mannen (Geisler & Kreyenfeld 2011; Försäkringskassan 2013; SOU 2014:28). Att äldre män och yngre kvinnor inleder förhållanden har länge varit normen och kommer från den traditionella 7

12 uppfattningen om att mannen ska försörja kvinnan, menar bland annat Bozon (1991) och Presser (1975). Enligt Kolk (2012) är män (i utvecklade länder) i genomsnitt två till tre år äldre än sin kvinnliga partner. Bozon (1991) har även hävdat har att åldersskillnader inom par kan ses som ett utbyte av resurser mellan män och kvinnor, framför allt på äktenskapsmarknaden där mäns högre sociala status och inkomst byts mot kvinnors ungdom och utseende (Bozon 1991). Inom teorin om asymmetriska partnerval antas åldersskillnaden mellan män och kvinnor inom par vara en bidragande orsak till ojämlikheten som finns i förhållandet. Skillnaden i ålder antas ge den som är äldre ett försprång i bland annat etablering på arbetsmarknaden och utbildning, detta av den enkla anledningen att en äldre person i genomsnitt haft mer tid på sig än en yngre person (Rothstein 1999; 2006). Vanligast förekommande är att den äldre personen i förhållandet är mannen (Rothstein 1999; 2006). När par utsätts för resursrelaterade påfrestningar har män redan en fördel i förhandlingsprocessen, exempelvis när par får barn och förhandlingar förs om hur lönearbetet och hushållsarbetet ska fördelas (ibid.). Mäns fördel innebär att kvinnor gång på gång riskerar att dra det kortaste strået i förhandlingar. Förlorade förhandlingar innebär ökade skillnader mellan könen som leder till att kvinnors position försvagas medan mäns stärks (ibid). Dessutom finns sedan risken att dessa positioner, i takt med att skillnaderna ökar, blir permanenta. Det som började med att kvinnan packade skötväskan när hon var föräldraledig slutar med hon är den som packar alla barnets väskor, oavsett om det är till fotbollsträningen eller till semestern. Rothstein (1999; 2006) menar att ålder bör förstås som en mekanism för den grundla ggande asymmetri som ra der mellan ma n och kvinnor na r de besta mmer sig för att bilda familj. Hypoteser Från det teoretiska och empiriska underlaget ovan härleds följande hypoteser: Hypotes ett: Högutbildade män tenderar att ta ut mer föräldraledighet än lågutbildade män. Hypotes två: När kvinnan är högutbildad och mannen är låg-/medelutbildad i ett förhållande tenderar mannen att ta ut mer föräldraledighet, jämfört med förhållanden där mannen är högutbildad och kvinnan låg-/medelutbildad. Hypotes tre: När kvinnan tjänar mer än mannen i ett förhållande tenderar mannen att ta ut mer föräldraledighet, jämfört med förhållanden där mannen tjänar mer än kvinnan. 8

13 Hypotes fyra: När mannen är yngst i ett förhållande tenderar han att ta ut mer föräldraledighet, jämfört med förhållanden där mannen är jämngammal med, eller äldre än, kvinnan. Data och metod Följande avsnitt inleds med en presentation av datamaterialet som används i denna studie. Vidare redovisas hur datamaterialet har behandlats och operationaliseras. Avsnittet avslutas med en presentation av analysmetod samt etiska överväganden. Data Datamaterialet som används i denna studie kommer från levnadsnivåundersökningen (LNU). Undersökningen genomfördes mellan åren 2010 och 2011 av Institutet för social forskning (SOFI) och Statistiska centralbyrån (SCB). LNU är en återkommande surveyundersökning där ett representativt urval av Sveriges vuxna befolkning (18-75 år) besvarar frågor som rör levnadsförhållanden inom en rad olika områden såsom hälsa, utbildning, ekonomi och sysselsättning. Data för LNU 2010 samlades primärt in genom intervjuer. Deltagandet uppgick till 4415 respondenter, vilket motsvarar 60,9 procent av urvalet (SOFI 2010). Även en separat studie genomfördes för respondenter som var gifta eller samboende där postenkäter delades ut till partnern (SOFI 2010). Antal respondenter som deltog i partner-lnu 2010 uppgick till 2522 vilket motsvarar en svarsfrekvens på 75,4 procent (SOFI 2010). Det externa bortfallet för LNU är 39,1 procent av urvalet för huvudundersökning respektive 24,6 procent för partner-lnu. Det är viktigt att ta hänsyn till de eventuella begränsningar ett högt externt bortfall kan föra med sig. Ju högre externt bortfall en studie har desto större är risken att den tappar sin generaliserbarhet, detta då det inom gruppen som svarat kan finnas snedfördelade karaktäristiska egenskaper. I denna studie används data från både huvud- och partnerundersökningen av LNU Den del av LNU som studeras består av män som vid undersökningstillfället var sammanboende med kvinnlig partner med endast gemensamma hemmaboende barn födda mellan 1992 och De som vid tillfället för undersökningen var föräldralediga togs bort då informationen om föräldraledigheten för det yngsta barnet är ofullständig. Den slutgiltiga 9

14 respondentgruppen som analyseras består av 583 individer. Vissa variabler har internbortfall, detta redogörs för i Tabell 1. De saknade svaren kan bland annat bero på att vissa frågor anses känsliga att besvara, exempelvis inkomst. Operationaliseringar och variabler Nedan redogörs för hur begreppen i denna studie definieras och operationaliseras. Fördelningar för variablerna visas i Tabell 1. Beroende variabel Den beroende variabeln är mäns uppskattade föräldraledighet i antal dagar för det yngsta barnet. Föräldraledighet mättes i LNU 2010 genom att respondenten uppskattade antal veckor föräldraledighet som tagits för respektive hemmaboende barn (biologiska eller adopterade) födda Föräldraledigheten för det yngsta barnet multiplicerades med sju för att bli i antal dagar. I Tabell 1 visas den beroende variabeln. Syftet med denna studie är att undersöka om mäns utbildningsnivå samt skillnader i utbildning, inkomst och ålder inom par kan förklara mäns uttag av föräldraledighet. I LNU 2010 uppger respondenten endast sin utbildnings- och inkomstnivå som den var vid undersökningstillfället, problematiken med detta är att det inte är givet att respondentens och hans partners utbildnings- och inkomstnivå vid undersökningstillfället är det samma som det var vid barnets födsel. Skillnaden skulle innebära att studien mäter hur mäns utbildnings- och inkomstnivå vid undersökningstillfället påverkar hans föräldraledighetsuttag, istället för deras utbildnings- och inkomstnivå vid barnets födsel. Om denna studies första hypotes stämmer, att högutbildade män tar ut fler dagar föräldraledighet än lågutbildade, skulle det innebära att de män som utbildat sig efter barnets födsel minskar högutbildade mäns genomsnittliga föräldraledighetsuttag i analysen. Att använda mäns föräldraledighetsuttag för det yngsta barnet anses minimera risken för detta problem, då informationen om utbildning och inkomst är som nyast. Å andra sidan har bland annat Sundström och Duvander (2002) pekat på att uttaget av föräldraledighet hos män minskar i takt med att de skaffar fler barn. Däremot förväntas ändå mäns uttag av föräldraledighet för den yngsta barnet fånga upp de övergripande effekterna av de samband denna studie intresserar sig för. Dessutom minskar risken för systematiska fel orsakade av recall bias, som innebär att intervjupersonen inte på ett korrekt sätt minns retrospektiva händelser (Last 2001). 10

15 Oberoende variabler De centrala variabler som undersöks i denna studie är dels mäns utbildningsnivå, samt mäns utbildning, inkomst och ålder i relation till sin kvinnliga partner. Andra faktorer som kommer att kontrolleras för är mäns egna inkomst, ålder och socioekonomiska status. Den tid föräldraledighet LNU 2010 täcker ( ) infördes reserverade pappamånader i omgångar, pappamånad ett och pappamånad två. Även det kommer att tas hänsyn till i analyserna. I Tabell 1 visas fördelningar för de oberoende variabler som kommer att användas i denna studies analyser. Mäns utbildningsnivå i denna studie avser respondentens högsta avslutade utbildning vid undersökningstillfället. Variabeln som används för att mäta detta utgjordes från början av åtta kategorier, men reducerades sedan till fyra (originalkategorier anges inom parentes): Grundskola (Folkskola motsvarande och Grundskola), Gymnasium (Yrkesinriktat gymnasium 2-3 år och Teoretiskt gymnasium 3 år), Postgymasium (Postgymnasium) och Universitet (Universitet- eller högskoleexamen och Forskarutbildning). Studien avser även att undersöka om mäns uttag av föräldraledighet påverkas av de eventuella skillnader som finns mellan mannen och hans kvinnliga partner. Mäns och kvinnors relativa utbildningsnivå har operationaliseras genom att först kategorisera mäns och deras partners utbildningsnivå i kategorierna låg-/medelutbildad eller högutbildad. Kategorin låg-/medelutbildad inkluderar respondenter med högst en gymnasieutbildning, kategorin högutbildad inkluderar respondenter med avslutad utbildning högre än gymnasium. Efter detta har den relativa utbildningen skapats och består av fyra kategorier, som anger om mannen i förhållandet är högutbildad och kvinnan låg-/medelutbildad eller om kvinnan är högutbildad och mannen låg-/medelutbildad, samt om de har samma utbildning och i så fall på vilken nivå. Studiens andra hypotes antar att när kvinnan är högutbildad i ett förhållande och mannen är låg-/medelutbildad tar mannen ut mer föräldraledighet, jämfört med män i förhållande där kvinnan är låg-/medelutbildad och mannen högutbildad. Dels väntas detta samband komma från att högre utbildning förväntas leda till mer positiva attityder gentemot jämställdhet, samt att högre utbildning kan användas som en maktresurs i förhandlingar inom par då partnern är lägre utbildad. Därför är det viktigt att göra skillnad på ett förhållande där båda parter är lågutbildade, exempelvis där ena parten har en grundskoleutbildning och den andra gymnasieutbildning och ett förhållande där ena parten har en gymnasieutbildning och den andra en universitetsutbildning. 11

16 Studiens tredje hypotes antar att om en kvinna tjänar mer än en man i ett förhållande tenderar mannen att ta ut mer föräldraledighet, den fjärde hypotesen antar att när mannen är yngst i ett förhållande ökar hans uttag av föräldraledighet. Centralt i operationaliseringen av de variabler som används för att undersöka dessa hypoteser är vad som räknas som en skillnad mellan parterna i både inkomst och ålder. För att räknas som en åldersskillnad i denna studie får skillnaden inte vara mindre än ett år. Om kvinnor och män i förhållande är födda olika år har ena parten i de flesta fall haft ett år mer på arbetsmarknaden än sin partner, vilket räknas som en fördel stor nog att ta hänsyn till även om parterna är åldersmässigt väldigt nära. Relativ inkomst inom par förväntas påverka beslutet om vem som ska vara föräldraledig genom att skillnaden mellan parternas inkomst är tillräckligt påtagliga för att rubba de traditionella könsrollerna alternativt för att kunna användas som maktresurs gentemot sin partner. I denna studie förväntas inte skillnader mindre än 3000 kronor i månaden vara påtagliga nog, därför räknas en inkomstskillnad inom par i denna studie vara större än 3000 kronor i månaden före skatt. Mäns ålder, inkomst och socioekonomiska status kommer att hållas konstant (kontrolleras för) i olika analyser. Mäns ålder kommer i analyserna att representera mäns ålder vid det yngsta barnets födsel. Variabeln är skapad genom information om födelseåret för det yngsta barnet och födelseåret för mannen. Variabeln kategoriserades till fyra grupper, år, år, år samt 51+ år, detta för att mäns ålder inte har ett linjärt samband med mäns föräldraledighetsuttag. Inkomst avser i denna studie mäns månadsinkomst i antal kronor före skatt. Variabeln för mäns inkomst upptäcktes däremot ha ett icke-linjärt samband med mäns uttag av föräldraledighet, variabeln kategoriserades i grupperna kr, kr, kr och kr för att lösa detta problem. Viktigt att uppmärksamma är att variabeln för respondentens inkomst har ett relativt stort internt bortfall (280 respondenter) som negativt påverkar en multivariat analys eftersom den drar ned det totala antalet inkluderade respondenter i analysen och då även minskar tillförlitligheten till resultaten, resultatet riskerar även att bli skevt då det på grund av det interna bortfallet kan finnas snedfördelade karaktäristiska egenskaper. Därför kommer variabeln för mäns inkomst endast att användas i analysen som testar den tredje hypotesen, då relativ inkomst mellan män och kvinnor (den oberoende variabeln för hypotes tre) har ett högre bortfall än mäns inkomst. Inkomst kontrolleras för av anledningen att inkomstnivå har visats påverka mäns föräldraledighetsuttag (Försäkringskassan 2013). 12

17 Erikson, Goldthorpe och Portocareros klasschema (EGP) mäter respondentens socioekonomiska status och baseras på ägandeförhållanden och anställningsrelationer (Oskarson 2007). Respondenterna kategoriseras utifrån deras anställningsform och placeras i fyra övergripande kategorier, Servicekontrakt (professionella på högre och lägre nivå), Blandat kontrakt (icke-manuella rutinmässiga arbetsuppgifter på högre nivå och tekniker på lägre nivå), Arbetarkontrakt (manuella rutinmässiga arbetsuppgifter på lägre nivå, kvalificerade och icke-kvalificerade) och Småegenföretagare (Småföretagare, egeninkluderat jordbrukare) (Goldthorpe 2000 s, 209). Mellan 1992 och 2010 har flera reformer i föräldraförsäkringen gjorts (se under avsnittet Föräldraförsäkringens historia). Bland annat införandet av den första och andra pappamånaderna. För att i analyserna ta hänsyn till detta har tre dummyvariabler skapats, en som inkluderar de män som har barn födda mellan , en annan för de män som har barn födda och därför berörs av införskaffandet pappamånad ett och en tredje för de män som har barn födda och berörs av införskaffandet av pappamånad två. Eventuella effekter av införandet av den så kallade Jämställdhetsbonusen (se under avsnittet Föräldraförsäkringen historia) kommer inte att kontrolleras för då den endast visats haft en väldigt liten påverkan på mäns föräldraledighetsuttag (Duvander 2017). Vid kategorisering av variabler har vi, för att ta hänsyn till interbedömarreliabiliteten, tydligt kommunicerat och varit överens om hur kategoriseringen av variablerna har skett och varför (Bryman 2011, s. 160). Tabell 1. Variabler. Frekvenser och andelar (procent). N=583 Variabler n % Variabler n % Föräldraledighet i Utbildningsnivå man (n=583) Grundskola ,8 Gymnasium ,9 Postgymnasium ,9 Universitet ,4 Relativ utbildning mellan man och kvinna (n=455) Man > kvinna 54 11,9 Man < kvinna 93 20,4 Båda låg- /medelutbildade ,0 Båda högutbildade ,7 Ålder man (n=583) Inkomst man i antal kronor (n=409) , , , ,8 Relativ inkomst mellan man och kvinna i antal kronor (n=280) Man > kvinna ,9 Man < kvinna 36 12,9 Lika 82 29,3 Reformer föräldraförsäkring (n =583) Barn födda ,3 13

18 18-30 år , år , år 56 9,6 51- år 9 1,5 Relativ ålder mellan man och kvinna(n=458) Man > kvinna ,1 Man < kvinna 51 11,1 Jämngamla ,7 Pappamånad ,2 Pappamånad ,4 Socioekonomisk status (n =583) Servicekontrakt ,4 Blandkontrakt 63 11,3 Arbetarkontrakt ,9 Småföretagare 36 6,5 Metod För att undersöka variablernas fördelningar har en frekvenstabell tagits fram. Stapeldiagram som visar medelvärdet för mäns uttag av föräldraledighet i olika kategorier används för att synliggöra medelvärden på ett överskådligt sätt. Multipel linjär regression har valts som analysmetod, framförallt då studiens beroende variabel är kontinuerlig. Multipel linjär regressionsanalys bygger på ordinary ordinary least squares - metoden (OLS) och innebär att man i analysen beräknar den regressionslinje som minimerar den kvadrerade summan av alla avvikelser mellan de observerade och predicerade värdena. I denna studie genomförs fyra regressionsanalyser, där varje regressionsanalys syftar till att pröva en hypotes. Analyserna signifikanstestas på 95 procent-nivå. Levnadsnivåundersökningarna (LNU) har godkänts hos den regionala etikprövningsnämnden (EPN) vilket medför att undersökningen får innehålla känsliga personuppgifter. Vidare har vetenskapsrådets forskningsetiska principer för humaniora och samhällsvetenskap uppfyllts av LNU. Kravet för informerat samtycke och konfidentialitet har täckts genom att respondenterna fick ett brev hemskickat med information med vem som genomförde undersökningen och att det var frivilligt att medverka. Alla deltagare förblir anonyma (Vetenskapsrådet 2002; Göransson & Johansson 2012). För att som student ges tillgång till data från LNU har vi har undertecknat en förbindelseblankett där vi förpliktar oss att följa vetenskapsrådets forskningsetiska principer, inte försöka identifiera respondenter bakva gen och att inte dela datamaterialet med en tredje part. 14

19 Regressionsdiagnostik Studiens analyser har undersökts för att upptäcka eventuella felspecifikationer och avvikelser. Till en början har residualerna från regressionsmodellens plottats mot modellens predicerade värden, en så kallad residualplott (Edling och Hedström 2003, s. 152). Om det inte föreligger några avvikelser i modellerna ska plottarna uppvisa ett helt slumpvis mönster (ibid.). Det kunde till en början konstateras att variabeln för inkomst, för både män och kvinnor, har ett icke-linjärt samband med mäns föräldraledighetsuttag. Att inkomstnivå har ett icke-linjärt samband med mäns uttag av föräldraledighet kan förklaras av att inkomsttaket för föräldraledighet och mäns och kvinnors inkomst har visat sig vara en brytpunkt för mäns uttag av föräldraledighet (Lundgren 2006; Bygren & Duvander 2006). För att lösa detta problem kategoriserades inkomstvariabeln för män. Vid en första anblick av residualplottarna från modellerna misstänktes förekomsten av heteroskedasticitet i en av analyserna. Om det föreligger heteroskedasticitet i en modell innebär detta att residualen inte har en konstant inbördes varians (Edling & Hedström 2003, s. 163). Detta innebär att modellen skattar de värden med högt värde på feltermerna bättre då det där existerar en högre variation, i och med att regressionslinjen justeras efter att försöka minska den kvadrerade summan av residualerna (ibid. s 164). Det är genom residualplotten svårt att avgöra om det föreligger heteroskedasticitet eller inte i analysen, då de visuella avvikelserna är små. För att avgöra om det faktiskt föreligger heteroskedasticitet eller inte genomfördes ett så kallat Breusch-Pagantest 4. Detta test görs genom att skapa en ny variabel där residualen kvadreras och sedan divideras med den genomsnittliga Residual Sum of Squares (i detta fall: (Residual*Residual)/( /583)). Den nya variabeln inkluderas i en ny analys. Från resultatet av den nya analysen tas sedan Regression Sum of Squares ut och divideras med 2 (i detta fall: 21,424/2). Detta är vårt Breusch-Pagan värde (i detta fall: 10,712). Breusch-Pagan värdet jämförs sedan med en Chi2-tabell, där Chi2-värdet bestäms av antal frihetsgrader och signifikansnivå, i detta fall är Chi2-värdet 18,31. Breusch-Pagan-värdet är i detta fall lägre än Chi2-värdet och det innebär att det inte föreligger heteroskedasticitet i analysen. Att det skulle föreligga interaktioner i analyserna är inte sannolikt, dels då analysen inte är heteroskedastisk, och dels då det genom teoretiskt övervägande inte är troligt att det föreligger interaktioner i analysen. 4 Ett statistiskt test för att undersöka om heteroskedasticitet föreligger i en analys (se Edling & Hedström 2003, s. 166) 15

20 Resultat Inledningsvis beskrivs mäns föräldraledighetsuttag. Efter detta presenteras medelvärden av mäns föräldraledighetsuttag ur olika kategorier för de hypoteser som undersöks. Därefter prövas respektive hypotes under separata rubriker, där resultat från regressionsanalyser presenteras. Mäns föräldraledighetsuttag I Diagram 1 visas mäns föräldraledighetsuttag vara positivt snedfördelad, vilket betyder att de flesta respondenter har låga värden. Respondenternas föräldraledighetsuttag är tydligt koncentrerat kring dagar. En hög andel män har tagit ut noll dagar föräldraledighet, det är således rätt så vanligt bland studiens respondenter att inte ta ut någon föräldraledighet alls. Få respondenter har tagit över 180 dagar. Medelvärdet för mäns föräldraledighetsuttag är 63 dagar. Standardavvikelsen är 72 dagar, detta innebär att spridningen mellan våra observationsvärden är relativt stor, vilket också framgår visuellt av diagrammet. Diagram 1. Histogram för mäns föräldraledighet i antal dagar. Frekvens. N = 583. Frekvens Mean = 62,95 Std. Dev. = 71,954 N = 583 Föräldraledighet i antal dagar (man) 16

21 Bivariata analyser I Diagram 2 till 5 visas de mest centrala gruppjämförelserna för hypoteserna för antal föräldraledighetsdagar, vilket sedan kommer att analyseras vidare i multivariata analyser. Diagram 2. Mäns föräldraledighetsuttag, visat efter mäns utbildningsnivå. Medelvärden. N=583. Medelvärdet för mäns föräldraledighetsuttag är högst i kategorin för män med universitetsutbildning, detta går att se i Diagram 2. Medelvärdet för de respondenter som har grundskola som högsta avslutande utbildning (36 dagar) skiljer sig markant från de som har universitet som högsta avslutade utbildning (84 dagar), det innebär att skillnaden mellan män med den lägsta och högsta utbildningsnivån är på genomsnittet ungefär 21 föräldraledighetsdagar. Denna skillnad pekar i riktning för den första hypotesen. Däremot tycks det inte vara särskilt stor skillnad i medelvärdet för föräldraledighetsuttag mellan män som har gymnasial och postgymnasialutbildning (56 respektive 61 dagar). Värt att notera är även att det som går att se i Tabell 1, att 44,9 procent av respondenterna har högst en gymnasieutbildning och endast 5,8 procent av respondenterna har högst en grundskoleutbildning. Diagram 3. Mäns föräldraledighetsuttag, visat efter mäns och kvinnors relativa utbildning. Medelvärden. N=

22 I Diagram 3 framgår det att medelvärdet för mäns föräldraledighetsuttag är högst i förhållanden där båda i paret är högutbildade. Det genomsnittliga uttaget för män i förhållande där mannen är låg-/medelutbildad och kvinnan högutbildad är 63 föräldraledighetsdagar, jämförelsevis är det genomsnittliga uttaget för män i förhållande där mannen är högutbildad och kvinnan är låg-/medelutbildad 54 föräldraledighetsdagar. Detta är en skillnad på 9 dagar och ger således ligger i linje med hypotes två. Enligt Tabell 1 befinner sig 20,4 procent av respondenterna i ett förhållande där kvinnan är högutbildad och mannen låg-/medelutbildad, medan 11,9 respondenter befinner sig i ett förhållande där mannen är högutbildad och kvinnan låg-/medelutbildad. Det vanligaste är i respondentgruppen att båda är högutbildade, 40,7 procent (se Tabell 1). Diagram 4 visar att män i förhållande där kvinnan har en högre månadsinkomst än mannen tar ut längst föräldraledighet (98 dagar). Män i förhållanden där mannen har en högre månadsinkomst än kvinnan tar i genomsnitt ut 68 föräldraledighetsdagar, detta är en skillnad på 20 dagar. Detta ligger i linje med hypotes tre. Nämnvärt är att det endast 12,9 procent av respondenterna befinner sig i ett förhållande där kvinnan tjänar mer än mannen, detta framgår i Tabell 1. Diagram 4. Mäns föräldraledighetsuttag, visat efter mäns och kvinnors relativa inkomst i antal kronor. Medelvärden. N=

23 Diagram 5. Mäns föräldraledighetsuttag, visat efter mäns och kvinnors relativa ålder. Medelvärden. N=458. Diagram 5 visar att medelvärdet för mäns föräldraledighetsuttag är högst där par är jämngamla (82 dagar). Medelvärdet för mäns föräldraledighetsuttag är högre i förhållanden där kvinnan är äldre än mannen (74 dagar) jämfört med förhållanden där mannen är äldre än kvinnan (58 dagar). Den genomsnittliga skillnaden mellan dessa två sistnämnda grupper är 16 föräldraledighetsdagar, denna skillnad tyder på att hypotes 4 stämmer. Som går att se i Tabell 1 befinner sig endast 11,1 procent av respondenterna i ett förhållande där mannen är yngre än kvinnan, det absolut vanligaste är att mannen är äldre än kvinna (54,1 procent). Multivariata analyser Hypotes ett För att ytterligare pröva hypotes ett, som antar att högutbildade män tenderar att ta ut mer föräldraledighet än lågutbildade, kommer sambandet att kontrolleras för andra faktorer. Utredningar har visat att införandet av pappamånad ett och två har påverkat mäns föräldraledighetsuttag (Nyman & Pettersson 2002; Inspektionen för socialförsäkringen 2012) och därför tas detta hänsyn till i analysen, variabeln som kontrollerar för påverkan av pappamånad ett och två korrelerar även signifikant med mäns föräldraledighet. Ytterligare kommer mäns ålder att kontrolleras för då variabeln korrelerar signifikant med mäns utbildningsnivå. Till sist kontrolleras sambandet för åldersskillnader inom par då denna variabel korrelerar med övriga inkluderade variabler och kan således tänkas påverka sambandet. 19

24 Tabell 2. Linjär regressionsanalys av mäns föräldraledighetsuttag för det yngsta barnet i antal dagar. Regressionskoeffecienter (t-värde inom parantes). N = 583. Variabler Utbildningsnivå man *= p < 0,05 **= p < 0,01 Modell (1) (2) (3) Gymnasium 20,032 (1,548) 19,535 (1,502) 1,322 (0,071) Postgymnasium 24,930 (1,846) 23,527 (1,727) 6,442 (0,336) Universitet 47,272 (3,488**) 45,876 (3,334**) 23,520 (1,212) (Referenskategori = Grundskola) Reformer föräldraförsäkringen Pappamånad 1 12,008 (1,183) 8,078 (0,656) Pappamånad 2 20,244 (2,204*) 17,832 (1,569) (Referenskategori = Barn födda ) Ålder man ,313 (0,176) -25,495 (-0,732) ,463 (0,145) -31,781 (-0,934) ,540 (-0,413) -38,340 (-1,079) (Referenskategori = 51+) Relativ ålder mellan man och kvinna Man yngre än kvinna 13,523 (1,133) Man och kvinna jämngamla 18,277 (2,252*) (Referenskategori = Man äldre än kvinna) N R 2 0,032 0,045 0,047 Modell 1 i Tabell 2 testar det bivariata samband vi tidigare sett, att mäns föräldraledighetsuttag är högre bland högutbildade än lågutbildade män. Resultatet från regressionerna visar just detta, att det genomsnittliga uttaget är högre hos män med gymnasial-, postgymnasial- eller universitetsutbildning jämfört med män med endast grundskoleutbildning. Effekten blir till synes starkare ju högre utbildning mannen har, däremot är effekten endast signifikant för universitetsutbildade män. Män med 20

25 universitetsutbildning tar i genomsnitt ut drygt 47 föräldraledighetsdagar fler än män med endast grundskoleutbildning, konstanthållet för övriga oberoende variabler. Det genomsnittliga uttaget för män som fått barn under pappamånad två är drygt 20 dagar fler än män som fått barn mellan åren 1992 och 1994, detta resultat är signifikant. Resultatet att mäns föräldraledighetsuttag är högre bland män med universitetsutbildning kvarstår i modell 2. Mäns ålder har inget signifikant samband med föräldraledighetsuttag. Mellan modell 1 och 2 ökar determinationskoefficienten från 0,032 till 0,045. Det innebär att de kontrollvariabler som lagts till i modell 2 har ökat förklaringspotentialen för variansen i mäns föräldraledighetsuttag. Determinationskoefficienten är dock relativt låg och förklarar väldigt lite varians i den beroende variabeln. I modell 3, när mäns utbildningsnivå och deras föräldraledighetsuttag kontrolleras för åldersskillnader inom par, får mäns utbildningsnivå inga signifikanta resultat. Resultatet visar att när mannen och kvinnan är jämngamla tar mannen i genomsnitt ut 18 fler dagar av föräldraledighet jämfört med ett förhållande där mannen är äldre än kvinnan. Modell 3 går däremot inte att jämföra med de två tidigare modellerna då antalet inkluderade observationer är mindre i modellen på grund av bortfall i variabeln för åldersskillnader inom par. Determinationskoefficienten för modell 3 är 0,047. Resultatet från modell 1 och 2 bekräftar delvis hypotes ett, då endast resultatet för män med universitetsutbildning blev signifikant. Regressionskoeffecienten för universitetsutbildade män är 45 dagar i modell 2 och 23 dagar i modell 3, även om modellerna inte är jämförbara med varandra på grund av att det i modell 3 är färre inkluderade respondenter kan detta tyda på att åldersskillnader förklarar rätt stor del av det samband vi tidigare sett. Hypotes två Resultaten från de bivariata analyserna har visat att medelvärdet för mäns föräldraledighet är högre i förhållanden där kvinnan är högutbildad och mannen låg-/medelutbildad, jämfört med förhållanden där mannen är högutbildad och kvinnan låg-/medelutbildad. Sambandet kommer att vidare undersökas genom att kontrollera för pappamånad ett och två, mäns ålder, den relativa åldern inom par samt mäns egna socioekonomiska status. Mäns ålder kontrolleras för då ålder signifikant korrelerar med utbildningsskillnader inom par och kan således påverka sambandet. Åldersskillnader inom par och socioekonomisk status inkluderas då dessa variabler korrelerar med övriga inkluderade oberoende variabler. 21

26 Tabell 3. Linjär regressionsanalys av mäns föräldraledighetsuttag för det yngsta barnet i antal dagar. Regressionskoeffecienter (t-värde inom parantes). N = 455. Variabler Modell Relativ utbildningsnivå mellan man och kvinna Man högutbildad, kvinna låg- /medelutbildad Man låg-/medelutbildad, kvinna högutbildad Båda högutbildade (Referenskategori = Båda låg- /medelutbildad) Reformer föräldraförsäkringen (1) (2) (3) - 3,943 (-0,321) -2,506 (-0,204) -9,556 (-0,724) 5,746 (0,556) 7,541 (0,726) 7,669 (0,707) 24,855 (2,842*) 25,722 (2,858*) 15,719 (1,451) Pappamånad 1 7,288 (0,590) 11,783 (-0,945) Pappamånad 2 (Referenskategori = Barn födda ) Ålder man 17,654 (1,551) 21,961 (1,909) ,023 (-0,520) -26,264 (-0,744) ,507 (-0,892) -41,274 (-1,197) (Referenskategori = 51+) Socioekonomisk status man -39,646 (-1,110) -43,761 (-1,226) Servicekontrakt 18,099 (1,835) Blandkontrakt 9,613 (0,735) Småföretagare (Referenskategori = Arbetarkontrakt) Relativ ålder mellan man och kvinna 15,043 (0,951) Man yngre än kvinna 13,538 (1,059) Man och kvinna jämngamla (Referenskategori = Man äldre än kvinna) N R 2 0,025 0,040 0,082 *= p < 0.05 **= p < ,177 (2,093*) 22