Nedanstående modell presenterar hypotes 2 där vi undersöker om det finns någon skild effekt på lönen av föräldraledighet för män och kvinnor. Vi har i tabell 5 exkluderat variablerna där överkontroll riskeras och sedan inkluderat dem i tabell 6.
Tabell 5. Regressionsanalys. Föräldraledighetens påverkan för män respektive kvinnor, exklusive överkontrollvariabler. Beroende variabel är logaritmerad timlön.
Variabler Modell D:1 (Män) Std.fel Modell D:2 (Kvinnor) Std.fel Föräldraledig 0 månader Referens Referens Föräldraledig 1-11 månader -0,038 0,033 0,094** 0,030 Föräldraledig 12-23 månader -0,015 0,106 0,092*** 0,022 Föräldraledig 24-47 månader -0,164 0,182 0,070*** 0,021 Föräldraledig > 48 månader - - 0,008 0,031 Folkskola 0,027 0,084 -0,043 0,067
Grundskola Referens Referens
Yrkesgymnasium 0,064 0,058 0,067 0,043 Gymnasium 0,228*** 0,071 0,145** 0,050 Postgymnasium 0,247*** 0,061 0,232*** 0,044 Universitet 0,444*** 0,062 0,331*** 0,045 Forskare 0,847*** 0,091 0,889*** 0,079 Sektor (offentlig=1) -0,133*** 0,026 -0,081*** 0,016 Intercept 5,042*** 4,830*** R2 (justerad) 0,232 0,296 ***=p <.001 **=p <.01 *=p <.05 Källa: LNU 2010
I modell D:1 som är vår modell för män, ser vi att regressionskoefficienterna för
föräldraledighet är negativa och icke-signifikanta. Förklarad varians i logaritmerad timlön i denna modell är 23,2 procent.
I modell D:2 som är vår modell för kvinnor, är alla regressionskoefficienter för
föräldraledighet förutom föräldraledig> 48 månader positiva och signifikanta. De som är föräldralediga 1–11 månader tjänar i genomsnitt 9,4 procent mer än de som har varit föräldralediga i 0 månader, denna kategori är de som har den bästa genomsnittliga lönen jämfört med referenskategorin. De som är föräldralediga 12–23 månader tjänar i genomsnitt 9,2 procent mer än de som har varit föräldralediga i 0 månader. De som är föräldralediga 24– 47 månader tjänar i genomsnitt 7,0 procent mer än de som har varit föräldralediga i 0
månader. De som har varit föräldralediga 48 månader eller mer visar på ett positivt, icke-signifikant värde. Förklarad varians i logaritmerad timlön i denna modell är 29,6 procent.
Vi ser att utbildning har en positiv signifikant påverkan på lönen både för kvinnor och män. Undantaget är utbildningsnivån folkskola och yrkesgymnasium som visar på positiva, icke-signifikanta värden för både män och kvinnor.
Offentlig sektor har även i dessa modeller en negativ signifikant påverkan på lönen både för män och kvinnor.
Tabell 6. Regressionsanalys. Föräldraledighetens påverkan för män respektive kvinnor, inklusive överkontrollvariabler.
Beroende variabel är logaritmerad timlön. Variabler Modell E:1
(Män)
Std.fel Modell E:2 (Kvinnor) Std.fel Föräldraledig 0 månader Referens Referens Föräldraledig 1-11 månader -0,025 0,035 0,061 0,033 Föräldraledig 12-23 månader -0,004 0,100 0,071*** 0,025 Föräldraledig 24-47 månader -0,170 0,172 0,034 0,023 Föräldraledig > 48 månader - - -0,004 0,033 Folkskola 0,123 0,093 -0,119 0,087
Grundskola Referens Referens
Yrkesgymnasium 0,110 0,064 0,040 0,048 Gymnasium 0,248*** 0,077 0,119* 0,054 Postgymnasium 0,310*** 0,066 0,188*** 0,049 Universitet 0,508*** 0,067 0,316*** 0,050 Forskare 0,885*** 0,091 0,744*** 0,098 Sektor (offentlig=1) -0,166*** 0,026 -0,080*** 0,017 Arbetslivserfarenhet 0,021*** 0,005 0,012*** 0,003 Arbetslivserfarenhet2 0,000*** 0,000 0,000* 0,000 Arbetade timmar 2009 / 100 0,008** 0,003 0,008*** 0,002 Hushållsarbete (timmar/vecka) -0,004* 0,002 -0,002 0,001 Intercept 4,574*** 4,609*** R2 (justerad) 0,308 0,327 ***=p <.001 **=p <.01 *=p <.05 Källa: LNU 2010
I modell E:1, som är vår modell för män, ser vi fortfarande att regressionskoefficienterna för föräldraledighet är negativa, dock visar ingen av dem på signifikans. Förklarad varians i logaritmerad timlön i denna modell är 30,8 procent.
Modell E:2, som är vår modell för kvinnor, visar att de som är föräldralediga 1–11 månader och 24–47 månader har positiva men icke-signifikanta värden. De som är föräldralediga 12– 23 månader tjänar i genomsnitt 7,1 procent mer än de som har varit föräldralediga i 0 månader. De som har varit föräldralediga 48 månader eller mer visar på ett negativt, icke-signifikant värde. Förklarad varians i logaritmerad timlön i denna modell är 32,7 procent.
Även här visar våra kontrollvariabler som representerar anskaffandet av humankapital, ha en positiv signifikant påverkan på lönen både för män och kvinnor. Undantaget är
utbildningsnivån folkskola som för män visar på ett positivt, icke-signifikant värde, medan den för kvinnor visar på ett negativt, icke-signifikant värde. Yrkesgymnasium visar på ett positivt icke-signifikant värde i båda modellerna. Både offentlig sektor och hushållsarbete har en negativ signifikant påverkan på lönen i alla modeller. Ytterligare visar alla
kontrollvariabler ha en större effekt på lönen för män jämfört med kvinnor.
Resultatanalys
Både i modell B och C ökar könslönegapet när vi inkluderar föräldraledighet och
utbildningsnivå. Föräldraledigheten ser vi i senare analys (tabell 5 & 6) ha en positiv påverkan på lönen för kvinnor och det är även kvinnor som tar ut längre föräldraledighet, därför ökar könslönegapet när denna variabel inkluderas. Även utbildning har en positiv påverkan på lönen och kvinnor har i genomsnitt högre utbildningsnivå än män, därför ökar könslönegapet även när denna variabel inkluderas i vår analys.
Resultatet i tabell 4 visar att föräldraledighet inte är en förklaringsfaktor till könslönegapet. Tvärtom ökar könslönegapet något när vi tar hänsyn till föräldraledighet. I modell E finner vi inga signifikanta värden för föräldraledighet när vi inkluderar andra kontrollvariabler. När vi skattar modell F, utan föräldraledighetsvariabeln, minskar könslönegapet till 11,9 procent. Detta resultat är helt i kontrast mot vår hypotes och därmed förkastar vi hypotes 1: Uttag av
föräldraledighet är en bidragande orsak till de löneskillnader som finns mellan män och kvinnor i Sverige idag. Vi finner alltså inget stöd för föräldraledighet som en bidragande
förklaring av könslönegapet, vi finner däremot att det förstärker det skattade könslönegapet när det kontrolleras för.
Resultatet i tabell 5 och 6 i modell D:1 och E:1 visar att föräldraledighet inte har någon signifikant effekt på lönen för män. Däremot visar resultatet för kvinnor i tabell 5 och 6 i modell D:2 och E:2 att föräldraledighet 12–23 månader har en positiv effekt på lönen, i båda modeller. I modell D:2, som är modellen där vi exkluderat variablerna med risk för
överkontroll, visar även kategorierna 1–11 och 24–47 månader ha en positiv effekt på lönen för kvinnor. Därmed behåller vi delvis hypotes 2: Effekten på lönen av föräldraledighet skiljer
sig mellan män och kvinnor. Vi kan se olika resultat för män och kvinnor vad gäller
föräldraledighet vilket inte framkommer i vår regressionsanalys där vi testar hypotes 1 (tabell 4), däremot kan vi inte bevisa någon signifikant skillnad i effekt på lönen för män och kvinnor av föräldraledighet eftersom mäns föräldraledighet visar på icke-signifikans.
För att göra en vidare analys av det mönster som vi finner, en signifikant positiv effekt för kvinnor men inte för män, och för att testa om detta är en signifikant skillnad, behöver vi skatta en gemensam modell med interaktionstermer för föräldraledighet och kön. Denna modell finns inte med i våra tabeller, men vi presenterar de centrala resultaten nedan:
Vi finner inga signifikanta värden för interaktionstermerna när vi gör denna analys för modell E. Vi kan därmed inte förkasta nollhypotesen, alltså att effekten är samma för män och kvinnor. När vi däremot gör denna regression på modell D finner vi signifikanta värden för interaktionstermen 1–11 månader. Denna interaktionsterm är -13,1 procent och visar att effekten av föräldraledighet för denna kategori på lönen är 13,1 procent lägre för män jämfört med för kvinnor. Detta innebär att det för denna kategori finns en statistiskt signifikant
skillnad i effekten av föräldraledighet på lönen mellan män och kvinnor. Vi finner dock ingen signifikans i de andra kategorierna. Vi tolkar dessa resultat som att vår hypotes 2 nu får stöd, alltså att effekten på lönen av föräldraledighet skiljer sig mellan män och kvinnor. Detta på grund av att vi finner en statistiskt signifikant skillnad för kategorierna 1–11 månader, samt det skilda mönstret i de övriga kategorierna och modellerna.
Regressionsdiagnostik
Urvalet är slumpmässigt vilket innebär att det kan generaliseras till Sveriges befolkning. Så länge bortfallet i urvalet är slumpmässigt är det fortfarande representativt för populationen (Stock & Watson, 2014 s. 527). Våra resultat av studien kan således generaliseras, vilket innebär att studien har extern validitet.
Det kan råda mätfel i vår modell som har uppstått i datainsamlingsfasen som kan påverka våra resultat. Detta tror vi är fallet eftersom 27 procent av alla kvinnor i vårt urval har tagit ut 0 månader föräldraledighet. Detta överensstämmer inte med försäkringskassans siffror på föräldraledighetsuttag som pekar på att 1,6 procent av kvinnorna inte har tagit ut någon föräldraledighet (försäkringskassan 2011, s.35). Denna möjliga underrapportering kan vara ett problem med surveydata, ett problem som inte uppstår om man använder registerdata.
Nackdelen med registerdata är dock att man inte kan kontrollera för variabler, som
exempelvis hushållsarbete. Mätfel är ingenting som vi i vår studie kan korrigera för (Edling & Hedström, 2003, s. 141) och det kan dessvärre påverka generaliserbarheten av våra resultat.
Det kan hända att vi har utelämnat någon viktig kontrollvariabel i vår studie, vilket kan leda till att vi under- eller överskattar våra prediktioner. Detta är framför allt ett problem om denna variabel korrelerar med vår oberoende variabel föräldraledighet och vår beroende variabel lön. Problemet blir då att det blir svårt att hävda intern validitet, vilket leder till
endogenitetsproblem (Stock & Watson, 2014. s. 585–6). Det blir alltså svårt att hävda kausalitet. En viktig variabel att inkludera hade varit den potentiella arbetslivserfarenheten eftersom den inte påverkas av föräldraledighet, vilket vår variabel för arbetslivserfarenhet gör. Som tidigare nämnts stötte vi dock på felaktigheter i datamaterialet när vi inkluderade denna variabel. En annan variabel vi kunde inkluderat är ålder, dock om vi då uteslutit
arbetslivserfarenhet för att undvika multikollinearitet. Ålder skulle inte påverka huvudsambandet mellan kön och lön då män och kvinnor i genomsnitt är lika gamla i datamaterialet. Ålder förklarar inte heller varför vi finner olika mönster för föräldraledighet mellan könen. Det kan dock vara en delförklaring till att vi hittar positiva effekter av
föräldraledighet i vissa modeller, eftersom de med längre ledighet kan ha haft tid att komma längre på arbetsmarknaden, då de är äldre. I vår sista modell tas detta däremot omhand av vår kontroll för faktisk arbetslivserfarenhet.
Vi har antagit att vissa av våra variabler kan mäta ungefär samma saker, vilket skulle påverka vår signifikans. Hushållsarbete, arbetade timmar och arbetslivserfarenhet skulle delvis kunna mäta samma sak som föräldraledighetsuttag, det vill säga huvudansvar för hemmet. Eftersom vi inte får någon signifikans för föräldraledighet i modell E, modell E:1 och endast för en kategori (12–23) i modell E:2, kan detta tyda på en form av överkontroll i vår modell. Vi har därför valt att göra en separat regression för män och kvinnor av modell D, där dessa variabler exkluderas (tabell 5). Detta resulterade i att variablerna för föräldraledighet blev signifikanta för kvinnor, förutom i kategorin föräldraledig> 48. Detta gäller även vår gemensamma
interaktionsmodell för män och kvinnor där denna utvidgning av modell D visade på signifikanta resultat för en kategori.
Vi har utfört en multikollinearitetsanalys som ej indikerade på multikollinearitet. Vi har även antagit vissa icke-linjära samband i vår modell. Arbetslivserfarenhet och lön antas ha ett avtagande, icke-linjärt samband. Detta har vi korrigerat genom att inkludera en kvadrerad variabel för arbetslivserfarenhet. Utbildning och föräldraledighet antas även de ha ett icke-linjärt samband med lön och vi har därför valt att använda kategoriserade variabler. För att undersöka vårt samband ytterligare har vi kontrollerat för heteroskedasticitet, eftersom detta skulle kunna påverka våra signifikansvärden och tillförlitligheten i våra prediktioner. Vi skapade en residualplott över predicerade värden och feltermen e för att garantera att dessa hade en jämn fördelning kring 0. När vi gjorde separata regressioner såg vi att interaktion för vårt samband råder, vilket i en gemensam modell döljs, därför valde vi att även utföra en gemensam interaktionsmodell.
Diskussion
Syftet med denna studie var att undersöka om föräldraledighet kunde förklara delar av könslönegapet på den svenska arbetsmarknaden samt om effekten av föräldraledighet på lönen skilde sig åt mellan män och kvinnor. Vår första hypotes löd: Uttag av föräldraledighet
är en bidragande orsak till de löneskillnader som finns mellan män och kvinnor i Sverige idag. Vi kunde inte finna något stöd för föräldraledighet som en bidragande förklaring till
löneskillnaderna, däremot har det en påverkan på könslönegapet. Könslönegapet ökar när vi kontrollerar för föräldraledighet, vilket är häpnadsväckande. Vi anser att resultatet bör tolkas med försiktighet, då vi tror att vårt resultat kan ha påverkats av det eventuella mätfelet i vår variabel för föräldraledighet. Detta resonemang baseras på att 27 procent av kvinnorna i vår studie har varit hemma 0 månader, vilket skiljer sig så pass mycket jämfört med
försäkringskassans siffror på 1,6 procent. En liten skillnad skulle vara trolig att finna då vi i vår studie mäter månader och endast inkluderar de mammor som har ett arbete medan
försäkringskassan räknar dagar och inkluderar alla mammor. En annan indikation som styrker våra misstankar kring mätfel är att medianen för föräldraledighet för alla våra respondenter är 0 månader (tabell 2).
Vår andra hypotes löd: Effekten på lönen av föräldraledighet skiljer sig mellan män och
kvinnor. Vi kunde i våra resultat finna stöd för att föräldraledighetens påverkan på lönen
skilde sig mellan könen. Vi fann en signifikant positiv effekt för kvinnor men däremot inte för män. När vi skattade de gemensamma modellerna med interaktionstermer för föräldraledighet och kön fann vi en statistisk signifikant effekt för en kategori i modellen utan
överkontrollvariabler. Baserat på detta resultat och mönstret vi fann i övriga modeller tolkar vi detta som att det finns en skild effekt av föräldraledighet på lönen mellan män och kvinnor. Vi anser dock även här att resultaten bör tolkas med försiktighet då även detta resultat kan ha påverkats av det eventuella mätfelet i föräldraledighetsvariabeln.
Enligt teorin om humankapital skulle föräldraledighetens påverkan på lönen se likadan ut för män och kvinnor, vilket inte stämmer överens med de resultat vi funnit i vår studie. Vi finner precis som Sundström (1991), Stafford och Sundström (1996), Johansson (2010) och Albrecht et al. (1999) skilda resultat för män och kvinnor. Albrecht et al. (1999) menade att deras resultat snarare ger stöd åt signaleringsteorin än humankapitalteorin. Vi delar deras
uppfattning då även våra resultat ger stöd för signaleringsteorin eftersom effekten skiljer sig åt mellan könen. Vi är därför beredda att hålla med i deras diskussion om att föräldraledigheten för män och kvinnor kan tolkas annorlunda av arbetsgivaren. Kvinnorna förväntas vara borta efter de har fött barn, medan det för män finns ett val att vara pappaledig. Mäns frånvaro från arbetet kan därför tolkas som brist på engagemang i arbetet, medan kvinnors frånvaro ses som självklar. Vi tror att denna uppfattning ligger rotad i sociala normer kring vad som förväntas av respektive kön. Männen kanske inte förväntas att ta ansvar för barnen utan istället satsa på karriären och därför gynnas de inte lika mycket som kvinnorna av föräldraledighet.
När vi tolkar resultaten inom gruppen kvinnor kan vi även här finna stöd för
signalieringsteorin, då vi i tabell 5 (modell D:2) finner att kvinnor som varit föräldralediga 1– 11 månader var de som hade den bästa genomsnittliga lönen jämfört med referenskategorin. Det som däremot talar emot teorin om signalering är att de som hade 0 månader i
föräldraledighet hade en lägre lön. Eftersom en kort föräldraledighet, alternativt ingen alls, kan signalera om att individen är driven och produktiv och vill satsa på karriären, borde detta speglas på lönen. Detta överraskande resultat kan snarare kopplas till teorin om Doing Gender. Kvinnor som inte tar ut någon föräldraledighet kanske ses som “dåliga mammor”, istället för drivna karriärister. Denna normbrytande handling kan då istället leda till ett straff på lönen.
Vi kan alltså delvis finna stöd för signaleringsteorin i våra resultat men framförallt för teorin kring Doing Gender, som vi finner stöd för i resultaten hos både män och kvinnor. Män gynnas inte lika mycket som kvinnorna av att vara föräldralediga medan kvinnor straffas av att inte vara föräldralediga. Detta kan vara en konsekvens av att de inte återskapar sitt kön och därför inte lever upp till den rådande normen om vad som är ”manligt” och ”kvinnligt”.
Vi ser att föräldraledighet för kvinnor har en positiv påverkan på lönen, vilket motbevisar existensen av ett “motherhood penalty” som Budig och England (2001) i sin forskning visar existerar i USA. Våra resultat bekräftar således vad Bygren och Gähler (2012) och Angelov et al. (2013) funnit angående det icke existerande lönestraffet för kvinnor i Sverige. Den
långsammare löneutveckling efter att kvinnor hade fått barn som Angelov at al. (2013) fann i sin forskning är dock inget som vi varken kan styrka eller motbevisa med våra resultat, då vi saknar data över tid.
Det faktum att kvinnor som inte varit föräldralediga alls har lägre lön än de som har varit föräldralediga talar helt emot humankapitalteorin. Edin och Gustavsson (2008) visar att tid borta från arbetet leder till förslitning av humankapital. Våra resultat visar på att kvinnorna inte fick en lägre lön av föräldraledighet, upp till 47 månaders frånvaro, vilket talar emot deprecieringen av humankapital. När vi däremot har föräldraledig 12–23 månader som referenskategori såg vi att de som var föräldralediga mer än 48 månader hade lägre lön, vilket talar för depreciering. En möjlig förklaring till detta motstridiga resultat kan vara att
humankapitalet har deprecierat även vid kortare föräldraledighet, utan att detta har påverkat lönen. Här ska man dock vara försiktig att dra denna slutsats då vi anser att selektion för denna grupp kan påverka resultatet. De minst produktiva kvinnorna vill kanske vara föräldralediga och inte på arbetsmarknaden.
Becker (1981) menar att den som investerar i mest humankapital användbart på
arbetsmarknaden, såsom utbildning, skulle ta ut minst föräldraledighet. Vi kan se att kvinnor har högre utbildning än män (vilket är anledning till att könslönegapet ökar i tabell 3), samtidigt tar de ut betydligt mer av föräldraledigheten. Eftersom kvinnorna har högre utbildning borde humankapitalet depreciera snabbare vid frånvaro eftersom
deprecieringstakten är högre för ett större ackumulerat humankapital (Mincer & Polachek, 1974, s.94). Varför investerar kvinnor i en lång utbildning om de vet att de kommer att vara huvudansvariga för barnen? Och varför syns inte denna investering av utbildning på kvinnors löner? Detta skulle kunna förklaras av att män och kvinnor väljer olika utbildningar som genererar i olika avkastning, där kvinnor investerar i utbildningar som leder till lägre framtida
lön, som Polachek (1981) hävdar. Vi kan i vår studie inte se vilken utbildningsinriktning respondenterna har eller hur det påverkar lönen, dock kan vi se att kvinnorna i högre
utsträckning än männen arbetar inom offentlig sektor, vilket har en negativ påverkan på lönen. Huruvida kvinnor aktivt väljer den sektorn på grund av preferenser för föräldraledighet, alltså att lönestraffet av föräldraledighet skulle vara mindre inom offentlig sektor, kan vi inte bevisa.
Vi kan i vår studie se att kvinnor har högre utbildning än män, men vi inte säga någonting om hur lönerna har sett ut i förhållandet innan de fått barn. Enligt försäkringskassan uppger par i en SIFO-undersökning (2016) att ekonomin påverkar uttaget av föräldraledighet.
Försäkringskassans statistik visar dock att kvinnan tar ut mer föräldraledighet även i par där hon tjänar mer än mannen (försäkringskassan, 2013) och menar i sin utredning att kön går före lön. Enligt Doing Gender skulle detta bero på att de återskapar sitt kön. Det finns en norm att kvinnor har huvudansvaret för barnen och genom att omedvetet (eller medvetet) ta ut längre föräldraledighet återskapar de sin könsroll. Detta är dock ingenting vi kan styrka men det faktum att kvinnor tar ut betydligt mer av föräldraledigheten samt i större utsträckning än män arbetar inom offentlig sektor, som domineras av typiska kvinnoyrken, kan vara en indikation som styrker teorin om Doing Gender, alltså att vi återskapar våra könsroller.
Vi kan inte uttala oss om huruvida det råder statistisk diskriminering på den svenska arbetsmarknaden, då detta inte går att bevisa. Dock kvarstår det faktum att det finns en oförklarad löneskillnad mellan män och kvinnor. Detta skulle kunna bero på faktorer man ej kan mäta eller variabler man inte har tillgång till men så länge kvinnor tar ut merparten av föräldraledigheten, trots högre utbildning och den högsta lönen i en parrelation, finns det en risk att kvinnor blir statistiskt diskriminerade av arbetsgivare. Kön, som Spence (1973) menar är ett attribut som index, kanske skickar ut en starkare signal till arbetsgivarna om hur länge man kommer vara föräldraledig jämfört med föränderliga attribut som utbildning. Därmed kan kön få en större betydelse vid rekrytering eller befordringar än utbildning.
Ett sätt att minimera den möjliga statistiska diskriminering som baseras på kön kopplat till föräldraledigheten skulle vara en lagstadgad individualiserad föräldraförsäkring. Dessutom skulle kvinnors chanser att nå höga positioner troligen förbättras då kvinnor i högre grad skulle vara aktiva på arbetsmarknaden. Albrecht et al. (2003), Mandel och Semyonov (2006) och Bygren och Gähler (2012) pekar alla ut den familjevänliga politiken som en anledning till varför kvinnor inte når ledande positioner i samma utsträckning som män. I arbetet för ett mer jämlikt uttag av föräldraledigheten infördes jämställdhetsbonusen som ett ekonomiskt
individualiserade månaden har däremot visat sig ha en positiv effekt för arbetet mot ett mer jämlikt uttag (Riksförsäkringsverket, 2002). Den tredje månaden infördes 2016 och effekten av denna månad har ännu inte kunnat analyseras.
Försäkringskassan har fått i uppdrag av regeringen att arbeta för att män och kvinnor ska dela lika på föräldraförsäkringen (Försäkringskassan 2016). Frågan är om detta är möjligt utan praktiska medel. Att förändra normerna är en trögrörlig process, åtminstone om man ska tro teorin om Doing Gender.