Vem tar hand om barnet?

NATIONALEKONOMISKA INSTITUTIONEN
Uppsala Universitet
Examensarbete C
Författare: Sanna Eckardt och Johanna Knief
Handledare: Patrik Hesselius
Vårterminen 2006
Vem tar hand om barnet?
___________________________________________________________________________
en studie av mäns uttag av ersättning för vård av sjukt barn
Sammanfattning
Ett av målen för svensk familjepolitik är att utjämna den sneda fördelningen i uttaget av
familjeförsäkringen.
Inom
familjeförsäkringen
hittas
segmentet
för
den
tillfälliga
föräldrapenningen och i denna, ersättningen för vård av sjukt barn. Två modeller, med olika
antal variabler, används för att åskådliggöra sambandet mellan andel barn som bor i
traditionell kärnfamilj och andel nettodagar män tar ut för vård av sjukt barn. Resultatet
påvisar att uttaget av nettodagar könen emellan är jämnare fördelat inom gruppen traditionell
kärnfamilj än för den totala gruppen föräldrar. I Sverige lever idag omkring 78 procent av
barn i åldern ett till elva år inom den traditionella kärnfamiljen.
Nyckelord: Fix effekt-modell, föräldraförsäkring, tillfällig föräldrapenning,
traditionell kärnfamilj, vård av sjukt barn.
2
Innehållsförteckning
1
2
Inledning .........................................................................................................4
Den svenska välfärds- och familjepolitiken ...................................................5
2.1
Den tillfälliga föräldrapenningen................................................................................8
2.1.1
Vård av sjukt barn ..............................................................................................9
3
Datamaterial..................................................................................................11
3.1
3.2
4
Tillvägagångssätt ..........................................................................................14
4.1
4.2
5
Modeller....................................................................................................................16
Diskussion kring tillvägagångssättet ........................................................................17
Fördelning av VAB inom den traditionella kärnfamiljen ............................18
5.1
6
7
8
9
Beskrivning av variabler...........................................................................................11
Deskriptiv statistik....................................................................................................13
Analys kring fördelningen av VAB..........................................................................21
Diskussion kring uppsatsens resultat............................................................22
Slutord...........................................................................................................26
Referenser .....................................................................................................27
Bilagor ..........................................................................................................31
9.1
9.2
9.3
9.4
Regressioner .............................................................................................................31
Antaganden för fixa effekter.....................................................................................33
Prediktion av alla barn boende i traditionell kärnfamilj ...........................................34
Elasticitet ..................................................................................................................34
Tabellförteckning
Tabell 1 Uttag av nettodagar år 2004 .........................................................................................7
Tabell 2 Deskriptiv statistik år 1999-2004 ...............................................................................14
Tabell 3 Resultat av modell 1 ...................................................................................................19
Tabell 4 Resultat av modell 2 ...................................................................................................19
3
1 Inledning
Jämställdhet mellan män och kvinnor debatteras ständigt i dagens Sverige. Generellt anses att
mannen och kvinnan skall ta ett delat ansvar för hem och barn. Trots detta publiceras löpande
studier som åskådliggör ojämlikhet mellan könen. Exempelvis spenderar kvinnor fortfarande
mer tid i hushålls
och omsorgsarbete än män. (Statistiska centralbyrån 1999A s 17) När ett
barn kommer till världen stiger behovet av ekonomiska tillgångar. Med det nyfödda barnet
kommer också ytterligare hushålls
och omsorgsarbete. Detta är en ekvation som kan
uppfattas som omöjlig. (Försäkringskassan 2003A s 11)
Den
svenska
familjepolitiken
nyttjar
den
så
kallade
tvåförsörjarmodellen.
Tvåförsörjarmodellen innebär att kvinnor och män skall ha lika möjlighet att kombinera
förvärvsarbete med familjeliv. (Försäkringskassan 2003A s 17-18) Därför strävar regeringen
efter att andelen uttagna dagar inom familjeförsäkringen skall vara jämlikt fördelade män och
kvinnor emellan. (Regleringsbrev 2006) Den svenska föräldraförsäkringen består idag av
föräldrapenning, tillfällig föräldrapenning samt havandeskapspenning. Det kan gällande
föräldrapenningen argumenteras att barnet är mer bundet till mamman under spädbarnstiden,
vilket då påverkar fördelningen av föräldrapenningen. Inom ramen för den tillfälliga
föräldrapenningen hittas ersättning för vård av sjukt barn. (Regeringskansliet 2005A s 26) I
jämförelse med uttaget för föräldrapenningen finns inte uppenbara orsaker till sned fördelning
i uttaget av ersättning för vård av sjukt barn. Fördelningen av uttaget mellan könen för vård av
sjukt barn är intressant att studera eftersom barnet, när denna ersättning är aktuell, inte är
bundet till mamman i samma utsträckning som tidigare. På grund av detta kan ett mer jämlikt
uttag av ersättningen förväntas.
Denna uppsats avgränsar sig till att endast studera föräldrar till barn i ålderskategorin ett till
elva år. Denna avgränsning görs med bakgrund av att det endast är i denna kategori som alla
föräldrar är berättigade till ersättning för vård av sjukt barn. I Sverige lever idag omkring 78
procent av barn i åldern ett till elva år inom en så kallad traditionell kärnfamilj1. I en
traditionell kärnfamilj lever ett barn tillsammans med eventuella biologiska och/eller
adopterade syskon samt båda dess ursprungliga föräldrar. Barn som inte bor tillsammans med
båda sina ursprungliga föräldrar lever oftast tillsammans med sin mamma. (Försäkringskassan
1
Se deskriptiv statistik s 14
4
2003A s 29) Då barnet lever med sin mamma kan det följa naturligt att det är just mamman
som vårdar barnet vid en eventuell sjukdom. På grund av detta kan ifrågasättas huruvida det
är lämpligt att studera män och kvinnor, i den mån de tar ut ersättning för vård av sjukt barn,
som en homogen grupp. Tidigare studier har inte uppmärksammat och enskilt studerat den
avgränsade gruppen traditionella kärnfamiljer. Mot bakgrund av detta kommer denna uppsats
endast att studera det segment av män och kvinnor som lever inom denna typ av
familjebildning. Uppsatsen syftar därav till att åskådliggöra huruvida det råder ojämn
fördelning i andelen uttagna nettodagar för vård av sjukt barn inom denna grupp av män och
kvinnor. År 2004 togs 36 procent av nettodagarna ut av män och 64 procent av kvinnor.
Hypotesen är att det råder ett jämnare uttag inom den traditionella kärnfamiljen än vad dessa
siffror uppvisar för den totala gruppen föräldrar.
Andelen nettodagar som tas ut av män för vård av sjukt barn kommer också att sättas i
relation till ett antal kontrollvariabler. Då det inte existerar några omfattande studier kring
ämnet för den tillfälliga föräldrapenningen, har valet av dessa kontrollvariabler istället
baserats på studier kring föräldrapenningen. De variabler som har valts att studeras är
medelåldern vid första barnets födelse, förvärvsinkomst, utbildning samt utländsk bakgrund.
Då variablerna studerats kan klargöras att ett jämnare uttag av ersättning för vård av sjukt
barn råder inom gruppen traditionella kärnfamiljer än i den totala gruppen föräldrar.
2 Den svenska välfärds- och familjepolitiken
Den så kallade arbetslinjen har sedan länge legat till grund för välfärdspolitiken i Sverige.
(Socialdepartementet 2005D s 68) Idén bakom denna politik är att så många medborgare som
möjligt skall kunna försörja sig på egen hand och endast i nödfall erhålla stöd och hjälp
genom statliga medel.Bakgrunden till förespråkandet av denna så kallade tvåförsörjarfamilj,
där både mannen och kvinnan bidrar till familjens försörjning, var den ökade efterfrågan av
arbetskraft på 1960-talet. Tillsammans med barnomsorgens utbyggnad och särbeskattningens
införande
på
1970-talet
banade
detta
vägen
för
kvinnornas
förvärvsarbete.
Tvåförsörjarmodellen skiljer sig från de system som brukas i många andra länder inom den
Europeiska unionen. I dessa länder prioriteras istället enförsörjarfamiljen, där mannen oftast
står som ensam försörjare. (Försäkringskassan 2003A s 14) Även då arbetslinjen idag syftar
till både män och kvinnors lika arbetskraftsdeltagande fungerar den i praktiken inte på samma
sätt för könen. Systemet kring föräldraskapet har gjort att arbetslinjen i praktiken åsyftar
deltidsarbete för kvinnor och heltidsarbete för män. (Socialdepartementet 2005D s 68)
5
Ett generellt välfärdssystem, strävan efter att se till barnets bästa samt principen om
jämställdhet mellan könen ligger till grund för den svenska familjepolitiken. Familjepolitiken
har som övergripande syfte att jämna ut de eventuella ekonomiska olikheter som råder mellan
familjer med och utan barn. Politiken har också som syfte att fördela inkomst över en individs
livscykel och mellan hög
och låg inkomsttagare. (Regeringskansliet 2006A s 12 & 17)
Undersökningar utförda av OECD (Organisation for Economic Co-operation and
Development) påvisar att ett generöst föräldraförsäkringssystem har positiv effekt på löner
och sysselsättning. Ett land med ett välutvecklat system kring familjeförsäkringen kan
därigenom minska olikheterna mellan könen inom detta område. (Socialdepartementet 2005D
s 57-58) Ett bakomliggande skäl till den generösa familjeförsäkringen i Sverige är också att
barnafödandet påverkas positivt då kvinnor får liknande möjligheter till utbildning och arbete
som män. (ibid s 294) Detta har under de senaste årtiondena blivit allt mer viktigt i Sverige,
då landet upplevt en negativ befolkningstillväxt. Ett samhälle där andelen äldre ökar i
förhållande till de som förvärvsarbetar kommer att uppleva stora påfrestningar i de offentliga
finanserna (ibid s 67). Trots att Sverige år 1974 var först i världen med att införa en
föräldraförsäkring som berättigar både män och kvinnor till ersättning, har familjepolitiken
inte alltid inkluderat båda könen. Fram till 1960-talet var familjepolitik detsamma som
kvinnofrågor. (ibid s 57-58 & 115) Huvudsyftet med införandet av familjeförsäkringen var att
ge kvinnor större möjlighet till att aktivt delta i arbetslivet. (Försäkringskassan 2003A s 15)
Ett annat syfte var att barn skulle få tillbringa tid med båda sina föräldrar.
(Riksförsäkringsverket 2004 s 10)
Försäkringskassan har under en längre tid fått i uppdrag av regeringen att verka för ett mer
jämställt uttag av föräldraförsäkringen. Målet har dessutom skärpts från att år 2002 ange att en
större andel män skall ta ut ersättning till att idag vara ett jämställt uttag mellan män och
kvinnor. (Socialdepartementet 2002A & 2006E) En anledning till regeringens strävan mot ett
jämställt uttag är kvinnors diskriminering på arbetsmarknaden. Att kvinnor med större
sannolikhet spenderar mer tid med barnet utgör en riskfaktor för arbetsgivaren, vilket kan
resultera i lägre lön. Andra konsekvenser som kan härledas till den statistiska
diskrimineringen är att kvinnor i hög grad tilldelas monotona arbeten med liten egenkontroll
och mindre möjlighet till internutbildning. Lägre lön och enformigt arbete med litet ansvar ger
större sannolikhet att kvinnan väljer att stanna hemma med barnet. I sin tur ger detta
ytterligare risk för statistisk diskriminering av kvinnor. Tron är att den onda cirkeln kan brytas
6
om uttaget är jämnt fördelat mellan könen, då anledning till diskriminering inte längre
kommer att finnas. (Socialdepartementet 2005D s 213 & 256)
Det finns flera teorier kring varför det råder ett ojämnt uttag av föräldraförsäkringen mellan
män och kvinnor. Nationalekonomiska teorier fokuserar på ekonomisk rationalitet och
inkomstmaximering. Antagandet bakom dessa teorier är att det inte råder intressekonflikter
föräldrar emellan. Detta strider dock mot spelteoretiska modeller. I dessa modeller antas
istället att varje hushållsmedlem handlar i eget intresse. Till exempel kan kvinnor med bättre
förankring på arbetsmarknaden tänkas ha större möjligheter att klara sig utanför äktenskapet.
Det sociologiska perspektivet skiljer sig från de två ovan nämnda genom att istället beskylla
institutioner, lagar, sociala normer samt vanor och traditioner för att begränsa individens
valmöjligheter. (Socialdepartementet 2005D s 209-210) Dolda riktlinjer med bakgrund i
kultur och tradition anses ge anvisningar om hur en mamma respektive pappa förväntas agera.
Detta tar sig uttryck i att exempelvis barnavårdscentraler fokuserar på i första hand
mammabaserat föräldrastöd. (ibid s 170)
Till familjeförsäkringen räknas idag föräldrapenning, tillfällig föräldrapenning och
havandeskapspenning.
Den
svenska
familjeförsäkringen
finansieras
helt
genom
arbetsgivaravgifter. (Socialdepartementet 2004B s 7)
Tabell 1 Uttag av nettodagar år 2004
Föräldrapenning
Tillfällig föräldrapenning
Vård av sjukt barn
Kvinnor
78
59
64
Män
22
41
36
Fördelning av andel uttagna nettodagar. År 2004.
Källa Socialförsäkringsboken 2005
Under år 2004 tog kvinnor ut 78 procent av föräldrapenningen och 59 procent av den
tillfälliga föräldrapenningen. Föräldrapenning tas ut i samband med barns födelse eller
adoption. Föräldrarna har rätt till maximalt 480 dagars ledighet fram till att barnet når
skolåldern. (Försäkringskassan 2005D s 153-154) Den tillfälliga föräldrapenningen består
idag av ersättning för vård av sjukt barn, pappadagar i samband med barnets födelse samt
kontaktdagar för funktionshindrade barn som omfattas av lagen om stöd och service till vissa
funktionshindrade (LSS). (Regeringskansliet 2005A s 28)
7
2.1 Den tillfälliga föräldrapenningen
När föräldraförsäkringen tillkom år 1974, trädde även sjukpenning för vård av sjukt barn i
kraft. Sjukpenning för vård av sjukt barn var föregångaren till vad man idag kallar tillfällig
föräldrapenning. Det nuvarande begreppet, tillfällig föräldrapenning, infördes år 1986.
(Försäkringskassan 2005H) Den största delen av de utbetalda nettodagarna inom försäkringen
betalas ut för vård av sjukt barn. Denna del står för omkring 84 procent av utgifterna för
försäkringen. Kontaktdagarna utgör mindre än en procent av utgifterna. (Regeringskansliet
2005A s 28)
Till förälder som är berättigad till ersättning genom den tillfälliga föräldrapenningen räknas
inte endast biologiska föräldrar och adoptivföräldrar. Dock fick inte adoptivföräldrar samma
rättigheter till ersättning som föräldrar med biologiska barn förrän år 1985. Även personer
som med Socialnämndens medgivande tar emot barn för en senare adoption har rätt till
ersättning. Personer som inte är barnets biologiska föräldrar men som har vårdnaden av barnet
eller har barnet i sin vård för stadigvarande fostran har även de rätt till ersättning från den
tillfälliga föräldrapenningen. Till sist medräknas också personer som bor tillsammans och är,
eller har varit, gifta och som har gemensamma barn som barnets föräldrar med rätt till
ersättning. Försäkringen utökades under år 1995 och kom efter det att berättiga
vårdnadshavare att överlåta rätten till tillfällig föräldrapenning till annan person som avstår
från förvärvsarbete för att vårda det sjuka barnet. Från och med år 2001 kan också
vårdnadshavaren överlåta rätten till tillfällig föräldrapenning till annan person, då de varken
kan förvärvsarbeta eller vårda barnet. (Försäkringskassan 2006F)
Tillfällig föräldrapenning betalas ut med ett belopp som motsvarar 80 procent av den
sjukpenninggrundande inkomsten (SGI). Den sjukpenninggrundande inkomsten baseras på
vårdnadshavarens beräknade årliga arbetsinkomst och beräknas av Försäkringskassan. Den
lägsta SGI:n är 24 procent av prisbasbeloppet2 och den högsta som idag nyttjas motsvarar 7.5
gånger prisbasbeloppet. (Försäkringskassan 2006E) I juli 2006 höjs den högsta
sjukpenninggrundade inkomsten till 10 gånger prisbasbeloppet. Skälet till förändringen är att
en allt större grupp föräldrar har inkomster över den maximala SGI:n och därav ökas risken
att försäkringen förlorar sin legitimitet samt dess roll som allmän försäkring. Drygt 15 procent
av kvinnorna och 34 procent av männen har en inkomst över dagens maximala SGI. Omkring
2
Prisbasbeloppet baseras på prisutvecklingen i samhället och fastställs av regeringen varje år efter en beräkning
utförd av SCB. Prisbasbeloppet är år 2006 39 700 kronor (SCB 2006G).
8
1,4 miljoner arbetstagare antas beröras av ändringen. Förslaget innebär även att lägstanivån
för dagsersättning höjs, för första gången sedan 1987, från 60 kronor per dag till 180 kronor
per dag. Höjningen av den maximala SGI:n är en del av regeringens mål att öka mannens
uttag av föräldraförsäkringen. (Socialdepartementet 2005C) Vårdnadshavare har idag
möjlighet att ta ut ersättning för hel, tre fjärdedelar, halv, en fjärdedel eller en åttondels dag.
(Försäkringskassan 2006F)
Ett komplement till SGI:n är arbetsgivarnas egna avtalsförsäkringar. Avtalsförsäkringen
innebär att individen som väljer att stanna hemma med barn får ut en påbyggnadsersättning
från sin arbetsgivare. Ersättningen skiljer sig dock mycket åt mellan olika sektorer på
arbetsmarknaden. Anställda inom den statliga sektorn erhåller en ersättningsgrad motsvarande
96 procent medan privata arbetare erhåller endast 84 procent. (Socialdepartementet 2005D s
198 & 206)
2.1.1 Vård av sjukt barn
Tillfällig föräldrapenning för vård av sjukt barn mellan ett och elva år betalas ut då barnet är
sjukt eller smittat alternativt besöker förebyggande hälsovård. Ersättningen kan också erhållas
då barnets ordinarie vårdare är sjuk eller smittad eller då den andra vårdnadshavaren behöver
följa ett annat av familjens barn till läkare. Är barnet sjukt eller smittat längre än sju dagar
behövs ett intyg från läkare eller sjuksköterska. Samma regler gäller då den ordinarie
vårdnadshavaren är sjuk eller smittad. Föräldrar har rätt till ersättning under max 60 dagar per
barn och år. När dessa 60 dagar är uttagna kan dock ersättning betalas ut för ytterligare 60
dagar. Som nämnts ovan är föräldrar berättigade att överlåta rätten till ersättning för vård av
barn till annan person. Tillfällig föräldrapenning betalas ut för vård av barn som är yngre än
240 dagar endast under speciella omständigheter. (Försäkringskassan 2006F) För barn som
fyllt tolv år men som inte ännu hunnit fylla 16 år är reglerna något annorlunda. Inom denna
ålderskategori krävs att behovet av vård och tillsyn är större än vad som anses vanligt för barn
i motsvarande ålder. (Försäkringskassan 2006G) Från och med januari 2006 utvidgades den
tillfälliga föräldraförsäkringen ytterligare. Vårdnadshavare är nu berättigade till obegränsat
antal dagar med ersättning för svårt sjuka barn upp till 18 års ålder. Denna utökning av
försäkringen gjordes för att det inte ansågs att dagarna räckte till för vård av ett barn med
livshotande sjukdomar. (Finansdepartementet 2006) De flesta av dagarna för segmentet vård
av sjukt barn togs ut för barn i åldern två till fem år. I genomsnitt får män 130 kronor mer per
dag i ersättning än kvinnor. Skälet till denna olikhet är att män i genomsnitt har en högre SGI
9
än kvinnor. Denna skillnad har minskat under de senaste fyra åren men är fortfarande
markant. (Försäkringskassan 2005H)
Riksförsäkringsverket, som nu uppgått i Försäkringskassan, publicerade år 2003
Socialförsäkringsboken under temat Mamma, pappa, barn . I denna presenteras resultat som
visar att fördelningen av den tillfälliga föräldrapenningen för vård av sjukt barn påverkas av
hur länge och hur ofta barnet är sjukt. Studien hävdar att ju längre ett barn är sjukt desto större
är sannolikheten att det är kvinnan som stannar hemma för vård av barnet. Detta sägs enligt
studien vara ett mönster som byggts upp under den tidigare föräldraledigheten.
(Försäkringskassan 2003A s 63) Hur mycket ersättning som tas ut av kvinnan respektive
mannen genom försäkringen beror också på hur gammalt barnet är. Siffror från tidigare
studier visar på att ungefär 65 procent (2004) av dagarna tas ut av kvinnan tills barnet nått ett
års ålder. I åldersintervallet ett till två år är fördelningen nästintill jämn mellan föräldrarna.
Den sneda fördelningen återfinns dock igen för barn över två år. I samma studie går det även
att utläsa att det råder en trend att ju äldre barnet blir desto fler dagar för vård av sjukt barn tas
ut av kvinnan. (Försäkringskassan 2004B s 187) En annan studie påvisar att även föräldrarnas
ålder påverkar uttaget. Uttaget är jämnast bland äldre föräldrar. (Försäkringskassan 2005D s
154) Tidigare studier visar också att de flesta är nöjda med den sneda fördelningen av uttaget.
De som är minst nöjda sägs vara ensamstående mammor, oavsett om de har delad vårdnad
med pappan eller inte. (Försäkringskassan 2003A s 63)
Den tillfälliga föräldrapenningen för vård av sjukt barn har varit snarlikt fördelad sedan den
introducerades år 1974. Vid införandet år 1974 tog kvinnor ut cirka 60 procent och männen
40 procent av de ersättningsberättigade dagarna. (Statistiska centralbyrån 2004D s 40) Under
år 2004 var fördelningen 64 procent för kvinnor mot männens 36 procent. (Försäkringskassan
2005D s 154) Detta påvisar att utvecklingen har gått i motsatt riktning mot regeringens mål
om en jämn fördelning mellan könen. I beaktande ska dock tas att försäkringen förändrats
sedan år 1974. År 1974 var föräldrarna tillsammans endast berättigade till 10 dagar för vård
av sjukt barn per kalenderår. (Försäkringskassan 2005C) En annan anledning till den ökade
ojämlikheten av uttaget kan vara den ökade invandringen under denna tidsperiod.
(Socialdepartementet 2005D s 151)
10
3 Datamaterial
Datamaterialet som ligger till grund för denna uppsats är hämtat från Statistiska centralbyrån
och Försäkringskassan. Försäkringskassan har bistått med siffror för uttaget av tillfällig
föräldrapenning för vård av sjukt barn (VAB) i form av antalet nettodagar uttagna av kvinnor
respektive män. Datamaterialet uppsatsen analyserar är på kommunnivå under åren 1999 till
2004. Knivsta kommun har uteslutits då denna kommun blev självständig först år 2003 och
därav finns inte datamaterial tillgängligt för hela undersökningsperioden. (Knivsta kommun
2006) Före denna tidpunkt var Knivsta en del av Uppsala kommun och på grund av detta har
även Uppsala kommun valts att uteslutas ur undersökningen.
3.1 Beskrivning av variabler
Denna uppsats behandlar andelen nettodagar män tar ut för VAB som beroende variabel. Den
förklarande variabeln uppsatsen avser att studera är andelen barn som bor inom den
traditionella kärnfamiljen. De kontrollvariabler som använts i uppsatsen är barn med utländsk
bakgrund,
gymnasial
utbildning,
eftergymnasial
utbildning,
förvärvsinkomst
samt
föräldrarnas medelålder vid första barnets födelse. En beskrivning av dessa variabler, hur de
tagits fram samt en kort motivering varför de valts att behandlas i uppsatsen ges nedan. Valet
av kontrollvariabler baseras på tidigare studier kring fördelningen av föräldrapenningen. Detta
på grund av att Försäkringskassans studier visar att mönstret för den tillfälliga
föräldrapenningen följer mönstret för uttaget av föräldrapenningen då barnet är sjukt ofta eller
länge. (Försäkringskassan 2003A s 63) Även i vilken mån datamaterial varit tillgängligt har
påverkat valet av variabler.
Andel barn som bor inom kärnfamilj avser andelen barn i åldern ett till elva år som bor
tillsammans med båda sina ursprungliga föräldrar. Denna variabel är intressant att studera då
78 procent av barnen i denna ålderskategori bor i en traditionell kärnfamilj.3 Siffror påvisar
även att 23 procent av barn i åldern noll till 17 år bor med ensamstående mamma. (Statistiska
centralbyrån 2006G) Det fåtal studier som tidigare publicerats inom ramen för den tillfälliga
föräldrapenningen tar inte hänsyn till denna fördelning. Det finns därför anledning att
undersöka om uttaget för VAB bland män är större inom kärnfamiljer än för hela gruppen
föräldrar. När barnet bor endast med mamman kan praktiska omständigheter försvåra
mannens möjlighet att ta ut VAB. En sådan praktisk omständighet kan exempelvis vara om
3
Se Deskriptiv statistik s 14
11
mannen är bosatt på annan ort. Det finns därmed anledning att misstänka att de tidigare
publicerade siffrorna om 36 procent uttagna nettodagar av män döljer ett mer jämlikt uttag.
Med dessa antaganden i åtanke förväntas ett positivt tecken för koefficienten.
Andel barn med utländsk bakgrund är mätt bland barn i åldern ett till 17 år. Med utländsk
bakgrund menas ett barn som är fött utomlands eller vilkas båda föräldrar är födda i ett annat
land. (Statistiska centralbyrån 2006F) I tidigare studier åskådliggörs att män med utländsk
bakgrund tar ut färre dagar av tillfällig föräldrapenning än män med svensk bakgrund. Det
påvisas även att få män med utländsk bakgrund nyttjar föräldraförsäkringen. De som dock
väljer att ta ut ersättning, väljer att ta ut en stor del av de ersättningsberättigade dagarna.
(Försäkringskassan 2005D s 37) Denna variabel inkluderas för att se om föräldrarnas
ursprung påverkar männens uttag av VAB. Med bakgrund av tidigare studier förväntas
koefficienten för denna variabel vara negativ.
Andel av befolkningen med gymnasial utbildning har beräknats som andelen män respektive
kvinnor i åldern 16 till 74 år med gymnasial utbildning. Andel av befolkningen med
eftergymnasial utbildning har beräknats som andelen män respektive kvinnor i åldern 16 till
74 år som har en eftergymnasial utbildning. SCB påpekar ett tidsseriebrott år 2000, då ett par
kvalitetshöjande åtgärder genomfördes i utbildningsväsendet (Statistiska centralbyrån 2006C).
Variabeln har inkluderats på grund av att tidigare studier tyder på att utbildning är en faktor
bakom fördelningen av uttagna dagar. Högre utbildningsnivå för män samt kvinnor leder
enligt litteraturen till högre uttag av föräldrapenning bland män och förväntningen är därför
att dessa koefficienter ska vara positiva. (Regeringskansliet 2006A)
Med förvärvsinkomst avses sammanräknad förvärvsinkomst, det vill säga inkomst av tjänst
samt inkomst av näringsverksamhet. Variabeln presenteras i form av medelinkomst i tusentals
kronor, för män respektive kvinnor. Medelinkomsten avser individer som vid mättillfället var
fyllda 20 år och folkbokförda i Sverige under hela inkomståret. (Statistiska centralbyrån
2006J) Förvärvsinkomst påvisas i ett flertal tidigare studier som en av de största orsakerna till
den sneda fördelningen av uttagna dagar för föräldrapenningen. Män har i genomsnitt högre
medelinkomst än kvinnor och familjen går därför miste om en större del av försörjningen om
mannen väljer att stanna hemma. Studier visar att kvinnor med hög inkomst fördelar sin
föräldrapenning jämnare med sin man oavsett hur mycket mannen tjänar. (Regeringskansliet
2006A 2005 s 27) Samtidigt visar andra studier att inkomst inte har signifikant påverkan på
12
fördelningen mellan män och kvinnor. (Riksförsäkringsverket 2004 s 28-29) För denna
variabel förväntas en positiv koefficient för kvinnans uttag medan negativ påverkan förväntas
för män.
Medelålder vid första barnets födelse avser medelvärde på respektive förälders ålder vid det
första barnets födelse. Denna variabel mäts i år. De individer som finns med i denna
beräkning har befunnit sig i Sverige varje år sedan 20 års ålder. Datamaterialet kan skilja
något från officiell statistik eftersom materialet är personnummerbytt och tvättat från
dubbletter. (Statistiska centralbyrån 2006H) Försäkringskassans studier belyser att
fördelningen mellan män och kvinnor av den tillfälliga föräldrapenningen är jämnare i
åldersgrupper över 40 år än vad den är i de yngre. (Försäkringskassan 2005D s 154) Variabeln
är inkluderad för att ta till vara på detta faktum och den förväntade koefficienten antas vara
positiv för både män och kvinnor.
3.2 Deskriptiv statistik
I figur nedan presenteras deskriptiv statistik över kontrollvariablerna som ligger till grund för
undersökningen. Statistiken omfattar material för en sexårsperiod. Variablerna är mätta som
andelar enligt ovan beskrivning bortsett från sammanräknad förvärvsinkomst och medelålder
vid första barnets födelse. Sammanräknad förvärvsinkomst är mätt som medeltal i tusentals
kronor medan medelålder vid första barnets födelse är mätt i årtal. Utifrån datamaterialet har
kontrollvariablernas medelvärde, median, standardavvikelse, maximum samt minimum
genererats. I figuren föreställs också de tecken variablerna i undersökningen förväntas
resultera i.
13
Tabell 2 Deskriptiv statistik år 1999-2004
Variabler
Andel nettodagar för
VAB män
Andel barn boende i
kärnfamilj
Andel barn med utländsk
bakgrund
Andel män med
gymnasial utbildning
Andel kvinnor med
gymnasial utbildning
Andel män med
eftergymnasial utbildning
Andel kvinnor med
eftergymnasial utbildning
Förväntat
Medelvärde Median Standardavvikelse Min Max tecken
0.37
0.36
0.04
0.24
0.52
X
0.78
0.78
0.04
0.64
0.9
+
0.09
0.07
0.06
0.01
0.48
-
0.35
0.35
0.03
0.18
0.44
+
0.33
0.33
0.02
0.19
0.39
+
0.12
0.11
0.05
0.06
0.37
+
0.15
0.14
0.05
0.08
0.41
+
Förvärvsinkomst män
220.9
215.3
35.56
159.0 511.3
-
Förvärvsinkomst kvinnor
Ålder första barnets
födelse män
Ålder första barnets
födelse kvinnor
155.04
153.2
19.06
120.1 254.6
+
30.3
30.27
1.14
26.08 35.41
+
27.6
27.51
1.24
23.02 33.01
+
Sammanräknad förvärvsinkomst är mätt som medeltal i tusentals kronor, medelålder vid första barnets
födelse är mätt i år. Statistiken avser 288 kommuner (Sveriges kommuner, ej Knivsta och Uppsala),
totalt 1728 observationer.
4 Tillvägagångssätt
Datamaterialet som används för att studera uttaget av tillfällig föräldrapenning för vård av
sjukt barn är utformat som paneldata, det vill säga att varje variabel är ordnad efter kommun
och tid.(Wooldridge 2003 s 10) Detta är en förutsättning för att kunna särskilja kommunernas
särdrag över tid från effekten på vår beroende variabel. (Gujarati 2003 s 642) När paneldata
används kan antingen random effekt eller fix effekt-modeller tillämpas. När kommundata
används är fix effekt normalt den modell som tillämpas då kommunerna inte kan betraktas
som slumpmässigt urval. Under antagandet att våra kommuner har specifika och konstanta
drag som är korrelerade med några av de förklarande variablerna är detta den modell som
skall användas4. (Wooldridge 2003 s 473)
Fix effekt innebär att hänsyn tas till kommunernas specifika drag, det vill säga att interceptet
tillåts variera mellan kommunerna medan lutningskoefficienten är konstant för kommunen
4
Se bilaga Antaganden för fixa effekter
14
över tid. Interceptet är konstant för varje specifik kommun över tid. Detta är detsamma som
att dummies inkluderas i OLS-modellen5 för varje kommun. (Gujarati 2003 sid. 642)
Åren som studeras betecknas med t och står för 1999, 2000, 2001, 2002, 2003 och 2004.
Kommunerna, som är 288 stycken då Knivsta och Uppsala uteslutits ur materialet, betecknas
med i.
Varje kommun får enligt modellen en fix effekt, interceptet, som betecknas
modellen innebär att den kommunspecifika faktor,
i,
i.
Den fixa
elimineras. En enkel regression med
endast en förklarande variabel transformeras via den fixa modellen enligt nedan:
Den enkla modellen
y it
xit
i
u it
Medelvärdet för samtliga variabler över tiden
y i=
i+
xi+ u i
Subtrahera för att eliminera den kommunspecifika faktorn
y - y = (xit - x i )+
i-
i +
i
uit - u i = (xit - x i )+ uit - u i
(Wooldridge 2003 s 461 ff).
Härav har konstanten
i
eliminerats i den fixa modellen. Modellen är enligt dessa
beteckningar fix effekt för kommunerna, i, men notera att samma modell gäller för uträkning
av årtalens fixa effekter, t, som inkluderas i denna uppsats. Årtalens fixa effekter studeras på
grund av att tidstypiska effekter kan uppstå såsom till exempel regel- eller skatteförändringar.
(Gujarati 2003 s 643) Det finns anledning att misstänka att seriell korrelation föreligger då
kommundata över tid används. På grund av detta korrigerades för heteroskedasticitet när
regressionerna kördes.
5
Eng: Ordinary Least Square method (OLS).
15
4.1 Modeller
Här presenteras de två modeller som ligger till grund för uppsatsens resultat. För båda
modeller är männens andel nettodagar för VAB beroende variabel. Först introduceras modell
1 där endast variabeln andel barn i kärnfamilj ingår. Därefter följer modell 2, i vilken samtliga
tidigare presenterade kontrollvariablerna inkluderats. Avslutningsvis presenteras prediktioner
av modell 1.
Modell 1
VABmän
1
barnikärnfamilj u it
Den första regressionen behandlar endast variabeln andel barn i kärnfamiljer då uppsatsen
studerar huruvida män som tar ut ersättning för VAB är fler i kommuner där fler kärnfamiljer
finns.
Modell 2
VABmän
1
barnikärnfamilj
3
gymnutblmän
7
ln( förstabarnetmän)
10
4
gymnutblkv
8
2
5
barnutländskbakgrund
eftergymnutblmän
ln( förstabarnetkv)
9
6
eftergymnutblkv
ln( förvärv sin komstmän)
ln( förvärv sin komstkv) u it
I modell 2 inkluderas samtliga kontrollvariabler för att isolera den eventuella kausala effekt
som råder mellan andel barn i kärnfamilj och andelen nettodagar män tar ut för VAB. Om
koefficienten för andelen barn i kärnfamilj inte påverkas markant kan koefficienten tolkas
signifikant. Även de övriga koefficienterna tolkas utifrån deras påverkan på den beroende
variabeln. I denna modell har variablerna medelålder vid första barnets födelse för män och
kvinnor samt sammanräknad förvärvsinkomst för män och kvinnor valts att logaritmeras.
Dessa variabler har logaritmerats på grund av att funktionerna inte kan antas vara linjära.
Prediktion av modell 1
1
barnikärnfamilj u it
Prediktion kommer att utföras för att se hur fördelningen av uttaget av nettodagar för VAB
skulle se ut om inga respektive alla barn i åldern ett till elva år bodde i kärnfamilj. För att
utföra detta sätts variabeln, andel barn som lever i en traditionell kärnfamilj, till 0 respektive
16
1. Dessa siffror betyder att 0 samt 100 procent av barnen bor i en traditionell kärnfamilj.
Råder det jämnare fördelning av andel nettodagar som tas ut av män för prediktionen 100
procent barn i kärnfamilj än för den totala gruppen föräldrar, finns stöd för denna uppsats
hypotes om ett jämnare uttag bland traditionella kärnfamiljer. Utöver detta studeras hur
andelen män som tar ut VAB skulle förändras vid en procentuell ökning av andel barn i
kärnfamilj. Detta genomförs genom att beräkna elasticiteten mellan de två variablerna.
4.2 Diskussion kring tillvägagångssättet
Modellerna baseras på det datamaterial som presenterats i avsnitt 3. Datamaterialet som ligger
till grund för uppsatsen är i stort komplett. Två kommuner, Knivsta och Uppsala, har som
ovan nämnts uteslutits på grund av att det inte finns användbar data för alla årtal under
undersökningsperioden. Detta kommer troligtvis inte att påverka det slutgiltiga resultatet då
vår undersökningspopulation, Sveriges kommuner, bör vara tillräckligt stort. För övriga 288
kommuner är materialet fullständigt. Undersökningsperioden kan vidare anses aningen kort då
inga stora förändringar har skett i uttaget av VAB under dessa år. Även den förklarande
variabeln samt övriga kontrollvariabler kan ha missbedömts på grund av den relativt korta
undersökningsperioden. Variablerna som används i uppsatsen innehåller inte uppenbara
extremvärden även om spridningen mellan minimum och maximum är stor hos vissa
variabler. Till exempel gäller detta andelen barn med utländsk bakgrund vars minimum är en
procent och dess maximum 48 procent. Det hade vidare varit önskvärt att använda mer precis
data för barn med utländsk bakgrund. Misstanken är att det råder stora skillnader i uttaget för
VAB vid jämförelse av nordisk, europeisk och utomeuropeisk bakgrund. Det datamaterial
som används är siffror för barn ett till 17 år vilket även det är en nackdel, då uppsatsen endast
studerar segmentet ett till elva år. Optimalt skulle vara om det funnits siffror för denna
ålderskategori, då den bättre skulle ha speglat den beroende variabeln.
Användningen av fix effekt-modellen kan medföra vissa problem. Ett av dessa kan vara att
den inte lyckas fånga upp orsaker till skillnaderna i interceptet för varken kommuner eller tid.
Modellen tar även upp många frihetsgrader vilket kan ge ineffektiva parameterskattningar.
(Pindyck & Rubinfeld s 253) Låga värden för variablernas koefficienter kan bero på att fix
effekt-modellen korrigerar bort kommun- och tidsspecifika egenskaper vid skattningen. På
grund av detta kan specifika egenskaper förloras vid användning av fix effekt-modellen. Ett
annat problem är att variablerna som har använts i modell 2 kan medföra multikollinearitet.
Multikollinearitet innebär att de förklarande variablerna är inbördes korrelerade, det vill säga
17
att de uppvisar samma effekt. En eventuell multikollinearitet kan resultera i mindre effektiva
skattningar av koefficienterna. En hög korrelation mellan vissa förklarande variabler kan dock
vara irrelevant för tolkningen av de övriga förklarande variablerna i modellen. Antag
exempelvis en modell med tre förklarande variabler. När två av dessa är korrelerade med
varandra påverkas inte koefficienten för den tredje variabeln förutsatt att denna inte är
korrelerad med de två övriga variablerna. (Wooldridge 2003 s 99-101) Multikollinearitet kan i
modell 2 vara ett problem mellan exempelvis inkomst och utbildning. Uteslutning av någon
av variablerna skulle kunna mildra problemet och ge signifikanta resultat. Många tidigare
studier väljer dock att inkludera båda variablerna inkomst och utbildning. En av
anledningarna till detta kan härledas till Sveriges relativt sammanpressade lönestruktur och
därav behöver inte inkomsten korrelera med variabeln utbildning. (Riksförsäkringsverket
2004 s 28) Även andra variabler eller uppdelningen i män och kvinnor kan ge liknande
problem. Det kan vidare tänkas att den traditionella kärnfamiljen utmärks av vissa egenskaper
som fångas upp i övriga variabler. Exempelvis skulle det kunna vara så att inkomsten är högre
i kärnfamiljer, vilket ger korrelation mellan variablerna. I uppsatsen antas dock att andel barn
i kärnfamilj inte är korrelerad med övriga variabler.
Denna uppsats har använt aggregerade data. För att studera sambandet mellan uttaget av
nettodagar för VAB och andelen barn i kärnfamilj skulle det vara önskvärt att använda
individdata. I denna undersökning var inte detta möjligt. Genom att använda individdata
skulle större exakthet i resultaten kunna utläsas.
5 Fördelning av VAB inom den traditionella kärnfamiljen
Detta avsnitt presenterar de resultat regressionerna åstadkommit. Till att börja med
presenteras resultatet av Modell 1 där endast den förklarande variabeln, andel barn boende i
kärnfamiljer, ingår. Därefter åskådliggörs resultaten av modell 2 där alla variabler är
inkluderade. Resultaten av de båda modellerna presenteras i form av tabeller. Sedan följer
tolkningar av dessa resultat. Vidare visas resultatet av prediktion för modell 1 och tolkning av
denna. Till sist analyseras resultaten studien gett upphov till.
Den första modellen analyserar endast andelen barn i åldern ett till elva år boende i en
traditionell kärnfamilj. Under undersökningsperioden var denna andel i genomsnitt 78
procent. Resultatet av regressionen för modell 1 presenteras nedan:
18
Tabell 3 Resultat av modell 16
Variabler
Förväntat tecken
Utfall
+
0.11**
(0.04)
Andel barn boende i kärnfamilj
**Signifikant på femprocentsnivån.
Siffra inom parentes avser robust standardfel
Resultatet tyder på att en ökning av andelen kärnfamiljer med en procentenhet ger en ökning
av andelen nettodagar som män tar ut VAB för med omkring 0,11 procentenheter. Variabeln
är signifikant på femprocentsnivån.
För att kontrollera ovanstående modells signifikans inkluderades kontrollvariabler i ytterligare
en modell. I denna modell 2 genomfördes en regression med alla kontrollvariabler. Resultaten
av denna regression presenteras i nedanstående tabell:
Tabell 4 Resultat av modell 27
Variabler
Förväntat tecken
Utfall
Andel barn boende i kärnfamilj
+
Andel barn med utländsk bakgrund
-
Andel män med gymnasial utbildning
+
Andel kvinnor med gymnasial utbildning
+
Andel män med eftergymnasial utbildning
+
Andel kvinnor med eftergymnasial utbildning
+
Förvärvsinkomst män
-
Förvärvsinkomst kvinnor
+
Ålder första barnets födelse män
+
Ålder första barnets födelse kvinnor
+
0.08**
(0.03)
- 0.11*
(0.06)
0.25
(0.19)
- 0.47**
(0.2)
0.55*
(0.29)
- 0.51***
(0.14)
- 0.08*
(0.05)
-0.04
(0.12)
- 0.00
(0.03)
- 0.01
(0.03)
*signifikant på tioprocentsnivån, **signifikant på fem procentsnivån.
***signifikant på enprocentsnivån
Siffror inom parentes avser robusta standardfel
6
7
Se bilaga Regressioner
Se bilaga Regressioner
19
Här har påverkan på andelen uttagna nettodagar sjunkit till 0,07 procentenheter för en
procentenhets ökning av andelen barn boende i kärnfamiljer. Koefficienten skiljer sig dock
inte signifikant från den tidigare regressionen och är, även i denna modell, signifikant på
femprocentsnivån. Endast en variabel är signifikant på enprocentsnivån, nämligen kvinnornas
eftergymnasiala utbildning. Ännu en variabel, kvinnors gymnasiala utbildning, är signifikant
på femprocentsnivån. På tioprocentsnivån gav andel barn med utländsk bakgrund, mäns
eftergymnasiala utbildning och männens sammanräknade förvärvsinkomst signifikanta
resultat. De signifikanta variablerna gav resultat i enlighet med förväntade teckenprediktioner
bortsett från kvinnornas gymnasiala och eftergymnasiala utbildning.
För flera av de förklarande variablerna kunde inte signifikant samband utläsas med den
beroende variabeln. Dessa variabler var andel män med gymnasial utbildning, medelålder vid
första barnets födelse för män och kvinnor samt kvinnors sammanräknade förvärvsinkomst.
Regressionerna av modell 1 och 2 uppvisade båda mycket höga förklaringsgrader. Båda
modellerna hade en förklaringsgrad omkring 80 procent. Durbin-Watson-statistikan var i
modell 1 1,91 och i modell 2 1,95. Enligt teorin skall denna siffra ligga nära två för att inte
datamaterialet ska vara seriellt korrelerat i feltermerna. Det tillförlitliga resultatet kan härledas
till datamaterialets stora omfång. (Wooldridge 2003 s 395ff)
Ur regressionen för modell 1 kan utläsas att interceptet är 28 procent.8 Sätts variabeln andel
barn i kärnfamilj till noll, det vill säga att inga barn bor i traditionell kärnfamilj, kan grovt
skattas att andelen nettodagar som män tar ut skulle ligga omkring 28 procent. Sätts å andra
sidan variabeln till ett, det vill säga alla barn bor i traditionell kärnfamilj, blir skattningen att
männens andel uttagna nettodagar för VAB skulle vara 39 procent.9 Dessa två resultat kan
jämföras med undersökningsperiodens medelvärde på ungefär 37 procent. Om dagens andel
kärnfamiljer skulle öka kan därför andelen män som tar ut VAB antas stiga. För varje
procents ökning av dagens andel barn i kärnfamiljer beräknas andelen uttagna nettodagar män
tar ut för VAB öka med 0,24 procent.10
8
Se bilaga Regressioner
Se bilaga Prediktion av alla barn boende i traditionell kärnfamilj
10
Se bilaga Elasticitet
9
20
5.1 Analys kring fördelningen av VAB
Resultatet av modell 1 påvisar att andelen nettodagar män tar ut för VAB är jämnare i
gruppen kärnfamiljer än i den totala gruppen föräldrar. Om inga barn skulle bo i den
traditionella kärnfamiljen skulle endast 28 procent av nettodagarna tas ut av män. Däremot
skulle 39 procent tas ut av män om alla barn bodde i den traditionella kärnfamiljen.
Undersökningen påvisar därmed att uttaget av VAB är jämnare fördelad inom gruppen
traditionella kärnfamiljen även om uttaget dock inte är helt jämlikt. Den ojämna fördelningen
kan dock inte helt förklaras av variabeln andel barn i kärnfamilj. Faktumet att en procents
ökning av andelen barn i kärnfamilj leder till endast en ökning med 0,24 procent tyder på att
andra orsaker finns.
Modell 2 bör tolkas med viss försiktighet då det eventuellt råder multikollinearitet. Under
antagandet att det inte råder multikollinearitet, mellan andel barn i kärnfamilj och
kontrollvariablerna, stärker modell 2 den tidigare tolkningen av modell 1. Kontrollvariablerna
andel barn med utländsk bakgrund, andel män med eftergymnasial utbildning, samt männens
sammanräknade förvärvsinkomst, gav signifikanta resultat i enlighet med förväntade
teckenprediktioner. Andel män med eftergymnasial utbildning har därmed en positiv effekt på
uttaget av nettodagar precis som förväntat. Variablerna andel barn med utländsk bakgrund och
männens sammanräknade förvärvsinkomst uppvisade som förväntat negativ effekt. Den
negativa koefficienten för variabeln andel barn med utländsk bakgrund tyder på att utländska
värderingar påverkar män att ta ut färre dagars ersättning för VAB. Ju mer en man tjänar desto
färre dagar tar han enligt resultatet ut för VAB. Ofta antas att längre utbildning ger högre
inkomst. Trots detta uppvisar variablerna eftergymnasial utbildning och sammanräknad
förvärvsinkomst olika tecken. En förklaring till detta kan vara att hög inkomst inte alltid beror
på lång utbildning. Två av de signifikanta kontrollvariablerna uppvisade motsatt effekt än vad
som förväntades. Kvinnor med gymnasial och eftergymnasial utbildning förväntades ha en
positiv inverkan på männens nettouttag av dagar men resultatet påvisade att så inte var fallet.
Dessa visades istället ha en negativ effekt på uttaget. Kvinnornas eftergymnasiala utbildning
är undersökningens enda variabel som är signifikant på enprocentsnivån. Att tecknen avviker
från vad som förväntades kan ha flera förklaringar. En av dessa kan vara multikollinearitet
som resulterat i avvikande koefficient. En empirisk tolkning av resultatet kan vara att kvinnor,
trots utbildning, prioriterar tid med barnet vilket resulterar i att mäns uttag av nettodagar för
VAB sjunker. Detta kan bero på att kvinnor med utbildning inte befinner sig i samma typ av
21
karriärsyrken som män. Högutbildade kvinnor hittas idag ofta inom yrken såsom lärare och
sjuksköterska medan män återfinns som ingenjörer och ekonomer. Lärare och sjuksköterska
anses inte vara typiska karriärsyrken och därför förändras antagligen inte kvinnans position på
arbetsplatsen då hon väljer att stanna hemma för VAB, medan mannen har mer att förlora på
att stanna hemma.
Flera av variablernas koefficienter visade sig dock vara icke signifikanta. Dessa variabler var
män med gymnasial utbildning, medelålder vid första barnets födelse för män och kvinnor
samt kvinnors sammanräknade förvärvsinkomst. Det icke signifikanta resultatet för män med
gymnasial utbildning kan betyda att endast högre utbildning påverkar fördelningen. Enligt
Socialförsäkringsboken (2003A) är den tillfälliga föräldrapenningen jämnare fördelad bland
äldre föräldrar. Detta syns dock inte i uppsatsens resultat då ett icke signifikant resultat för
variabeln medelålder vid första barnets födelse uppvisades för män och kvinnor. En brist i den
tidigare nämnda studien som visar en jämnare fördelning i äldre åldersgrupper är att den inte
tar hänsyn till att män i genomsnitt är äldre när de skaffar barn. Därför kan en direkt
jämförelse mellan män och kvinnor i åldersklasser uppvisa missvisande resultat. Det icke
signifikanta resultat som visades i undersökningen är därför inte orimligt. Att kvinnors
sammanräknade förvärvsinkomst inte har ett signifikant samband med männens uttag för
VAB stödjer de studier som menar att ekonomisk rationalitet inte är en avgörande faktor
bakom det ojämna uttaget av föräldraförsäkringen. Däremot ger männens sammanräknade
förvärvsinkomst, som nämnts ovan, en signifikant negativ påverkan på uttaget. Mannen tar
enligt resultatet ut mindre VAB ju mer han tjänar, allt annat lika, vilket tyder på ekonomisk
rationalitet. Att kvinnans inkomst inte har betydelse för männens uttag av VAB ger stöd till de
sociologiska teorier som menar att kvinnan traditionellt tar det största ansvaret för barnet.
Tidigare forskning menar att ett liknande mönster råder för den tillfälliga föräldrapenningen
som för föräldrapenningen, åtminstone då ett barn är sjukt ofta eller länge. Enligt resultaten
som i denna uppsats presenterats kan inte detta påstående helt stödjas.
6 Diskussion kring uppsatsens resultat
Resultatet av undersökningen visar att dagarna för ersättning för vård av sjukt barn är jämnare
fördelade i gruppen kärnfamiljer än i den totala gruppen föräldrar. Detta i enlighet med
uppsatsens hypotes. Även då ett mer jämlikt uttag kan påvisas i gruppen traditionella
kärnfamiljer är fördelningen dock inte helt lika mellan könen. Fortfarande är det till största
22
delen kvinnor som utnyttjar ersättningen för VAB. Att kvinnor också arbetar deltid i stor
utsträckning gör att hon inte alltid nyttjar sin rätt till ersättning. Detta kan leda till att
statistiken kring VAB inte alltid speglar verkligheten. Ur uppsatsens resultat kan ändå tolkas
att mannen i större utsträckning tar sitt ansvar för det sjuka barnet när den praktiska
möjligheten finns, i detta fall då mannen bor i den traditionella kärnfamiljen. I enlighet med
regeringens mål kan siffrorna som presenteras i denna uppsats påvisa en större jämlikhet än
tidigare publicerade siffror. Det kan här ifrågasättas huruvida målet om ett helt jämlikt uttag
för den totala gruppen föräldrar är rimligt då många barn idag bor med endast mamma.
Förväntningen att det skulle råda en helt jämn fördelning för VAB under förutsättningen att
alla barn bodde i en traditionell kärnfamilj är dock inte bevisad genom uppsatsens resultat.
Vidare kan tolkas att den traditionella kärnfamiljen inte är en säker väg mot jämlikhet i
föräldraskapet.
Om verkligheten speglas i de resultat uppsatsen gett upphov till har exempelvis arbetsgivare
mindre anledning att diskriminera kvinnor inom den traditionella kärnfamiljen. En
arbetsgivare har inte anledning att undvika anställning av kvinnor med barn så länge denna
kvinna lever med pappan till barnet och inte planerar att skaffa fler barn. Detta med bakgrund
av att fördelningen för VAB är jämnare inom den traditionella kärnfamiljen. Kan
arbetsmarknaden ta till sig denna information kan det leda till att denna grupp av kvinnor får
större chans till lika löneutveckling och karriär som män. I kölvattnet av denna diskussion kan
dock gruppen ensamstående mammor missgynnas ytterligare. Detta på grund av att de
förväntas ta största ansvaret för vården av barnet och därav är sannolikheten större att de är
frånvarande från arbetet. En större strukturell ojämlikhet mellan könen synliggörs också då
mamman ofta får det överordnade ansvaret för barnet vid en separation. Att mamman får det
överordnade ansvaret kan härröras till traditioner, attityder och värderingar. Dessa traditioner,
attityder och värderingar avspeglas vidare i utformningen av statliga institutioner och
regelverk.
Den svenska regeringens plan är att genom en generös familjeförsäkring få kvinnor och män
att dela ansvaret för barnet lika. Uppnås detta mål förväntas den statistiska diskrimineringen
av kvinnor att minska. Kvinnor har idag ofta ett arbete med lägre lön och litet ansvar i
jämförelse med män. Anledningen till att kvinnor ofta innehar sådana arbeten tros vara att de
förväntas ta ut ledighet i samband med föräldraskap. Arbetsgivaren vill därför att kvinnan
skall vara lätt att ersätta. Detta i jämförelse med män som ofta innehar nyckelpositioner på
23
arbetsmarknaden och därför är mer knutna till sin arbetsplats. Så länge många kvinnor har ett
arbete med små utvecklingsmöjligheter kan det vara svårt att motivera kvinnan till att släppa
in mannen i hemmet. Kvinnans incitament till ökad närvaro på arbetsplatsen minskar till följd
av de begränsade utvecklingsmöjligheterna och därmed väljer hon att stanna hemma med
sjukt barn. Resonemanget kan utvecklas till att problemet ligger hos arbetsgivare som inte
befordrar kvinnor i samma utsträckning som män. Den minskade möjligheten till befordran
medför att det blir rationellt för kvinnan att ta ut fler dagar för ersättning av VAB. Dagens mål
om ett jämlikt uttag av föräldraförsäkringen har syftet att ge jämlikhet på arbetsmarknaden.
Frågan är om kausaliteten är den motsatta. Ges kvinnor samma karriärmöjligheter och lika
löneutveckling som män kan det bidra till ett jämnare uttag av föräldraförsäkringen. Ett
problem är att kvinnor befinner sig i sektorer på arbetsmarknaden där karriär och
löneutveckling skiljer sig från typiska mansyrken. Detta resonemang stödjer de sociologiska
teorierna om orsaker till den sneda fördelningen. Det kan antas att om kvinnor söker sig till
mer mansdominerade positioner blir resultatet ett jämnare uttag av föräldraförsäkring.
Tidigare studier visar att kvinnan tar ut fler dagar för VAB då barnet blir äldre. Detta strider
mot hypotesen att det inte finns anledning till sned fördelning mellan män och kvinnor då
barnet lämnat spädbarnsåldern. En förklaring kan vara att de ensamstående mammorna blir
fler ju äldre barnen blir. Denna förklaring härrör av att föräldrar i större utsträckning skiljer
sig då barnen blir äldre. Uttaget av ersättning för VAB kan idag överlåtas till annan person än
barnets vårdnadshavare. Detta kan tänkas förstärka den ensamstående förälderns möjlighet till
närvaro på arbetsplatsen och därmed stärka dess position på arbetsmarknaden.
Fördelningen av uttaget för VAB är idag mer ojämnt än vad det var när familjeförsäkringen
infördes år 1974. Detta behöver dock inte antyda att jämlikheten mellan könen minskat.
Gruppen traditionella kärnfamiljer för undersökningsperioden visar ungefär samma fördelning
som år 1974, det vill säga 40 procent. Andelen barn i kärnfamiljer kan antas varit större år
1974 än år 2004 och därför medfört att män tog ut en större andel nettodagar för VAB. En
annan förklaring kan vara att en större andel män än kvinnor var aktiva på arbetsmarknaden
och därav var fler män berättigade till ersättningen. Dagens mer ojämna fördelningen kan
även bero på ökad invandring. Den ökade invandringen kan ha medfört annorlunda
värderingar, inom vissa grupper, i form av ett lägre prioriterande av mannens roll som
förälder. Uppsatsens resultat, i enlighet med tidigare studier, tyder på att föräldrar med
utländsk bakgrund fördelar föräldraförsäkringen mer ojämnt. Skulle arbetsgivare tillgodose
24
sig detta faktum skulle det till exempel vara mer förmånligt att anställa en man med utländsk
härkomst än en man med svensk bakgrund. Detta är dock inte något som avspeglar dagens
verklighet då personer med utländsk bakgrund i större utsträckning diskrimineras på
arbetsmarknaden. Officiell statistik kan därför inte beskyllas för all diskriminering på
arbetsmarknaden. Utifrån detta kan befaras att kvinnors diskriminering inte endast baseras på
statistiska grunder. Antas detta kan den förväntade effekten av regeringens mål om jämnt
uttag av föräldraförsäkringen diskuteras.
Den planerade höjningen av högsta nivån för SGI:n sker på grund av att många anställda
befinner sig ovanför gränsen för den maximala ersättningsberättigade inkomsten. Studier som
ger stöd till höjningen är ofta grundade i nationalekonomiska teorier och anger inkomst som
största anledning till det ojämna uttaget. Genom att höja ersättningsgränsen kan fler individer
med höga inkomster få full ersättning för att vårda barnet. I denna grupp hittas främst män.
Skulle höjningen av SGI:n leda till ökad andel män som tar ut VAB kan klarläggas att
familjens ekonomi har betydelse för fördelningen av familjeförsäkringen. Många anställda har
också förmåner inom den så kallade avtalsförsäkringen. Dock är få anställda och arbetsgivare
medvetna om denna förmån. Den högsta ersättningen hittas inom den statliga sektorn där
också de flesta kvinnorelaterade yrken finns. Om denna försäkring kommer till allmän
kännedom finns möjligheten att kvinnor påverkas, i ännu högre grad än idag, att stanna
hemma för VAB då ersättningen stiger. Avtalsförsäkringarna motverkar därmed de politiska
intentionerna bakom föräldraförsäkringen.
I detta avsnitt har ett flertal hårda variabler diskuterats. Enligt uppsatsens resultat och tidigare
studier kan dessa inte helt förklara fördelningen inom föräldraförsäkringen. Även mjuka
variabler såsom attityder, värderingar och traditioner kan påverka fördelningen av
föräldraförsäkringen. Till viss del kan dessa mjuka variabler återspeglas i de mätbara hårda
variablerna. Exempelvis kan kvinnans lägre lön härledas ur den tradition som förknippas med
moderrollen och tar sig uttryck i statistisk diskriminering. Det kommer troligen aldrig att
hittas en enskild förklaring som till 100 procent kan förklara den sneda fördelningen.
25
7 Slutord
Män inom den traditionella kärnfamiljen är, i jämförelse med män i andra familjebildningar,
mer benägna att dela uttaget för vård av det sjuka barnet (VAB) med kvinnan. Dock är uttaget
fortfarande inte helt jämlikt. För segmentet traditionella kärnfamiljer borde dock målet om ett
jämnt uttag vara uppnåeligt. Flera orsaker kan antas bidra till den, trots allt, skeva
fördelningen i uttaget. Problematiken kring detta är komplex och många variabler påverkar
varandra. Inom den traditionella kärnfamiljen hittas inte direkta skäl till varför kvinnan skall
ta ut en större del av ersättningen. Förklaringen kan möjligen vara att traditionella attityder
kring föräldraskapet styr vardagens handlande. Diskussionen kring VAB bör sättas i ett större
perspektiv. Motivet är att en mer jämlik fördelning av VAB skall bidra till en mer rättvis
arbetsmarknad med lika möjligheter för män och kvinnor. Att mannens uttag för VAB, inom
den traditionella kärnfamiljen, är relativt stort kan ses som en fingervisning till arbetsgivare.
Arbetsgivare har då inte anledning att välja bort kvinnor som lever inom den traditionella
kärnfamiljen, och inte planerar ytterligare barn, vid rekrytering till ansvarsfulla positioner.
Åtminstone för denna grupp ges visst hopp om ökade karriär- och utvecklingsmöjligheter. Det
kan tyckas att ansvarsfördelningen föräldrar emellan borde ha jämnats ut under de senaste 30
åren. Utvecklingen har dock varit den motsatta inom segmentet vård av sjukt barn. Då detta
kan härröra av invandring skulle det vara intressant att studera endast traditionella
kärnfamiljer med svensk bakgrund. Skulle en sådan studie påvisa ett jämnare uttag kan man
dra slutsatsen att föräldrar är mer jämställda idag än för 30 år sedan. Ett sådant resultat skulle
spegla regeringens strävan efter ett jämlikt uttag av föräldraförsäkringen.
Trots den sneda fördelningen av ersättningen för vård av sjukt barn mellan män och kvinnor
kan Sverige ses som ett föredöme. Många europeiska länder erbjuder inte möjligheten att dela
föräldraförsäkringen, vilket ger resultatet att kvinnor automatiskt har det överordnade ansvaret
för hem och barn. Det svenska föräldraförsäkringssystemets flexibilitet erbjuder både män
och kvinnor möjligheten att kombinera karriär och familjeliv vilket är en förutsättning för lika
möjligheter på arbetsmarknaden.
26
8 Referenser
Litteratur
Finansdepartementet. (2003). En jämställd föräldraförsäkring, bilaga 12 till
långtidsutredning. Publikation från Finansdepartementet, Stockholm.
Försäkringskassan. (2003A). Socialförsäkringsboken 2003, Mamma, pappa, barn
tid och
pengar. Publikation från Försäkringskassan, Stockholm.
Försäkringskassan. (2005B). Barn och deras familjer. Publikation från Försäkringskassan,
Stockholm.
Försäkringskassan. (2005C). Familjeförsäkringen, referensår 2005. Publikation från
Försäkringskassan, Stockholm.
Försäkringskassan. (2005D). Socialförsäkringsboken 2005, På gränsen till trygghet.
Publikation från Försäkringskassan, Stockholm.
Försäkringskassan. (2006E). SGI, Sjukpenninggrundande inkomst. Publikation från
Försäkringskassan, Stockholm.
Försäkringskassan. (2006F). Tillfällig föräldrapenning vid vård av barn. Publikation från
Försäkringskassan, Stockholm.
Försäkringskassan. (2006G). Tillfällig föräldrapenning vid vård av barn som fyllt 12 men inte
16 år. Publikation från Försäkringskassan, Stockholm.
Gujarati, N. Damodar. (2003). Basic Econometrics
international edition, fjärde upplagan.
New York, Mc Graw Hill Companies Inc.
Pindyck, S. R. & Rubinfeld, L. D. (1998). Econometric Models and Economic Forecasts,
fjärde upplagan. New York, McGraw Hill Companies Inc.
27
Regeringskansliet. (2006A). Ekonomisk trygghet för familjer och barn, PROP 2005/06:1
utgiftsområde 12. Publikation från Regeringskansliet, Stockholm.
Riksförsäkringsverket. (2004). Flexibel föräldrapenning
hur mammor och pappor använder
föräldraförsäkringen och hur länge de är föräldralediga. Riksförsäkringsverket
analyserar 2004:14. Publikation från Riksförsäkringsverket, Stockholm.
Socialdepartementet. (2002A). Regleringsbrev för budgetåret 2002 avseende
Riksförsäkringsverket. Publikation från Socialdepartementet, Stockholm.
Socialdepartementet. (2004B). Föräldrapenning, pappornas uttag av dagar, fakta och analys.
Publikation från Socialdepartementet, Stockholm.
Socialdepartementet. (2005C). PROP 2005/06:142, Höjt inkomsttak i sjuk- och
föräldraförsäkringen. Publikation från Socialdepartementet, Stockholm.
Socialdepartementet. (2005D). SOU 2005:73, Reformerad familjeförsäkring
kärlek,
omvårdnad, trygghet. Publikation från Socialdepartementet, Stockholm.
Socialdepartementet. (2006E). Regleringsbrev för budgetåret 2006 avseende
Försäkringskassan. Publikation från Socialdepartementet, Stockholm.
Statistiska centralbyrån. (1999A). Tid för vardagsliv. Publikation från Statistiska centralbyrån,
Stockholm.
Statistiska centralbyrån. (2001B). Arbetskraftsundersökningarna 2001. Publikation från
Statistiska centralbyrån, Stockholm.
Statistiska centralbyrån. (2001C). Befolkningens utbildning. Pressmeddelande från statistiska
centralbyrån, Stockholm.
Statistiska centralbyrån. (2002D). Meddelanden i samordningsfrågor för Sveriges officiella
statistik. Publikation från Statistiska centralbyrån, Stockholm.
28
Statistiska centralbyrån. (2004E). På tal om kvinnor och män, lathund om jämställdhet.
Publikation från Statistiska centralbyrån, Stockholm.
Strömquist, S. (2003). Uppsatshandboken, tredje upplagan. Uppsala, Hallgren & Fallgren
Studieförlag AB.
Wooldridge, M. J. (2003). Introductory Econometrics
a modern approach, andra upplagan.
Mason, Thomson South-western.
Elektroniska källor
Finansdepartementet 2005. Familjen (29.03.2006)
www.regeringen.se
Försäkringskassan 2005H. Bakgrund och Försäkringsanalys (29.03.2006)
http://www.forsakringskassan.se/omfk/analys/barnfamilj/tfp/
Knivsta Kommun 2006. (03.05.2006)
http://www.knivsta.se/net/
Regeringskansliet 2005B. Föräldraförsäkring (29.03.2006)
www.regeringen.se
Statistiska centralbyrån 2006F. Barn med utländskt ursprung, definition. (28.04.2006)
http://www.scb.se/statistik/LE/LE0102/2005A01/Komuppgifter_2005.xls
Statistiska centralbyrån 2004G. De flesta lever med sina biologiska föräldrar. (12.05.06)
http://www.scb.se/templates/tabelOrChart_151501.asp
Statistiska centralbyrån 2004H. Medelåldern vid första barnets födelse. (28.04.2006)
http://www.scb.se/statistik/BE/BE0701/2005I01/%C3%85lder%20f%C3%B6rsta%20ba
rn%20regionalt%201970-2004.xls
29
Statistiska centralbyrån 2006I. Prisbasbelopp (08.05.2006)
http://www.scb.se/templates/tableOrChart____33883.asp
Statistiska centralbyrån 2006J. Sammanräknad förvärvsinkomst (Medelvärde för boende i
Sverige 31/12 resp. år) tkr efter region, kön, familjeställning, ålder och tid (28.04.2006)
http://www.ssd.scb.se/databaser/makro/temp/tmp200651511285326HE0108A8.xls
30
9 Bilagor
9.1 Regressioner
Modell 1
Dependent Variable: Andel nettodagar VAB män
Method: Pooled Least Squares
Sample: 1999 2004
Included observations: 6
Cross-sections included: 288
Total pool (balanced) observations: 1728
White cross-section standard errors & covariance (d.f. corrected)
Variable
C
Andel barn i kärnfamilj
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
0.276461
0.113039
0.028062
0.035834
9.851782
3.154482
0.0000
0.0016
Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
Period fixed (dummy variables)
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat
0.803770
0.763676
0.018894
0.511925
4567.466
1.912380
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)
31
0.364982
0.038866
-4.946141
-4.018081
20.04695
0.000000
Modell 2
Dependent Variable: Andel nettodagar VAB män
Method: Pooled Least Squares
Sample: 1999 2004
Included observations: 6
Cross-sections included: 288
Total pool (balanced) observations: 1728
White cross-section standard errors & covariance (d.f. corrected)
Variable
C
Andel barn i kärnfamilj
Andel barn med utländsk bakgrund
Andel män med eftergymnasial utbildning
Andel kvinnor med eftergymnasial utbildning
Andel män med gymnasial utbildning
Andel kvinnor med gymnasial utbildning
Medelålder första barn män
Medelålder första barn kvinnor
Förvärvsinkomst män
Förvärvsinkomst kvinnor
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
1.065457
0.076075
-0.110757
0.554535
-0.510288
0.247774
-0.469075
-0.002701
-0.006297
-0.079004
-0.042954
0.393720
0.034619
0.059645
0.292974
0.141166
0.193664
0.201851
0.027671
0.029876
0.045457
0.119356
2.706130
2.197503
-1.856950
1.892781
-3.614811
1.279404
-2.323872
-0.097596
-0.210774
-1.738004
-0.359883
0.0069
0.0281
0.0635
0.0586
0.0003
0.2010
0.0203
0.9223
0.8331
0.0824
0.7190
Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
Period fixed (dummy variables)
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat
0.806977
0.765751
0.018780
0.503654
4600.454
1.953872
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)
32
0.365000
0.038803
-4.953234
-3.990024
19.57410
0.000000
9.2 Antaganden för fixa effekter
1. För varje i är modellen yit =
där
ji
1xit1 +
... +
kxitk +
i+
uit ,
är parametern som skall skattas
2. Vi har ett slumpmässigt urval för cross-sectional dimension .
3. För varje t, är det förväntade värdet av det idiosynkratiska felet givet de förklarande
variablerna för alla tidsperioder och den icke observerade effekten noll: E (uit |Xi a i) = 0
4. Varje förklarande variabel förändras över tid (åtminstone för vissa i), och det finns inte ett
perfekt linjärt förhållande bland de förklarande variablerna.
5. Var (uit| Xi, ai) = var (uit) =
6. För alla t
2
u
för alla t=1, ,T.
s, är de de idiosynkratiska felen okorrelerade (på alla förklarande variabler och
ai): Cov(uit,uis|Xi, ai) = 0
7. Beroende av Xi och ai är uit oberoende och identiskt distribuerade enligt
normalfördelningen (0,
2
u
)
(Wooldridge 2003 s. 459-460)
33
9.3 Prediktion av alla barn boende i traditionell kärnfamilj
En prediktion av följande modell genomfördes:
1
andelbarnikärnfamilj u it
där variabeln andel barn i kärnfamilj sattes till 1.
= 0.276461+ 0.113039*1
där
är satt till interceptet och koefficienten
1
enligt modell 1 (se bilaga Regressioner)
Resultat:
= 0,3895
9.4 Elasticitet
Definition av elasticitet:
y
x1
x1
y
% y
% x1
(Wooldrige 2003 s. 686)
Beteckningar enligt modell 1
2.5 78
22 36,5
0,11363636 2,136986301
Resultat:
exy = 0,2428393447
34