HÖGT I TAK: En paneldatastudie av inkomsttakets effekt på mäns uttag av föräldrapenning.

NATIONALEKONOMISKA INSTITUTIONEN Uppsala universitet

Examensarbete C

F¨ orfattare: Rebecca Esplund och Paulina Jon´ eus Handledare: Helena Svaleryd

HT 2014

H ¨ OGT I TAK

En paneldatastudie av inkomsttakets effekt

p˚ a m¨ans uttag av f¨or¨aldrapenning.

Sammanfattning

I denna uppsats unders¨ oks huruvida en reform med ekonomiska incitament p˚ averkar hur stor andel dagar med f¨ or¨ aldrapenning som tas ut av m¨ an. Med hj¨ alp av paneldata f¨ or svenska kommuner g¨ ors en regressionsmodell som skat- tar m¨ ans andel av f¨ or¨ aldrapenninguttaget. Enligt resultatet av unders¨ okningen har ekonomiska incitament betydelse f¨ or f¨ ordelningen av uttaget men hypo- tesen om att reformen skulle leda till ett ¨ okat uttag f˚ ar inget st¨ od. ¨ Aven om resultatet kan ifr˚ agas¨ attas d˚ a data p˚ a kommunniv˚ a anv¨ ands ges en indikation p˚ a att ekonomisk ers¨ attning inte ¨ ar den avg¨ orande faktorn n¨ ar det g¨ aller den oj¨ amna f¨ ordelningen av f¨ or¨ aldrapenningdagar mellan m¨ an och kvinnor.

Nyckelord: f¨ or¨ aldraf¨ ors¨ akring, f¨ or¨ aldrapenning, j¨ amst¨ alldhet, humankapital-

teorin, signalteorin.

Inneh˚ all

1 Inledning 4

2 F¨ or¨ aldraf¨ ors¨ akringen som institution 5

3 Teori 8

3.1 Humankapitalteorin . . . . 8 3.2 Signalteorin . . . . 9

4 Tidigare forskning 10

5 Datamaterial och metod 12

6 Resultat 15

7 Slutsatser och avslutande diskussion 21

Referenser 24

Appendix A 26

1 Inledning

Den generella v¨ alf¨ arden i stort och socialf¨ ors¨ akringen i synnerhet syftar till att utj¨ amna ekonomiska resurser och levnadsf¨ orh˚ allanden. En viktig del i social- f¨ ors¨ akringssystemet ¨ ar f¨ or¨ aldraf¨ ors¨ akringen, som ska underl¨ atta f¨ or f¨ or¨ aldrar att kombinera arbetsliv med familjeliv. Ett m˚ al med familjepolitiken ¨ ar att skillnaden i uttag av f¨ or¨ aldrapenning ska minska mellan barnets f¨ or¨ aldrar, eftersom det antas vara viktigt att b˚ ada f¨ or¨ aldrarna tar ansvar f¨ or barnet och ¨ ar delaktiga i dess uppv¨ axt (Finansdepartementet 2005). Ut¨ over bar- nets b¨ asta spelar j¨ amst¨ alldhetspolitiska sk¨ al en stor roll vid politiska ˚ atg¨ arder r¨ orande f¨ or¨ aldraf¨ ors¨ akringen. Detta eftersom ˚ atg¨ arderna ocks˚ a p˚ averkar m¨ ans och kvinnors deltagande p˚ a arbetsmarknaden. ¨ Aven om andelen dagar som tas ut av m¨ an ¨ okat sedan f¨ or¨ aldrapenningen introducerades 1974 och m¨ an tog ut 0,5 procent, s˚ a finns idag med knappt 25 procent en bra bit kvar till m˚ alet p˚ a en 60/40-procentig f¨ ordelning (Inspektionen f¨ or socialf¨ ors¨ akringen 2012) (F¨ ors¨ akringskassan, 2014a).

Hur m˚ alet om ett j¨ amst¨ allt uttag ska uppn˚ as ¨ ar en h¨ ogaktuell fr˚ aga som debatteras livligt, bland annat finns f¨ orslag om att f¨ or¨ aldrapenningen ska bli helt individualiserad. F¨ or att kunna utr¨ ona vilka incitament som fungerar ¨ ar det viktigt att titta p˚ a vilka tidigare reformer som har haft ¨ onskat resultat.

Exempel p˚ a reformer som genomf¨ orts f¨ or att fr¨ amja ett mer j¨ amst¨ allt uttag av f¨ or¨ aldrapenning ¨ ar reserverade m˚ anader, j¨ amst¨ alldhetsbonus, informations- kampanjer och h¨ ojt inkomsttak. H¨ ojningen av inkomsttaket genomf¨ ordes ˚ ar 2006 och ans˚ ags vara ett s¨ att att med ekonomiska incitament f¨ orm˚ a de m¨ an som har en inkomst ¨ over taket att ¨ oka sitt uttag av dagar med f¨ or¨ aldrapenning (Socialdepartementet 2006). Vid samma tidpunkt genomf¨ ordes ¨ aven en h¨ ojning av ers¨ attningen p˚ a l¨ agstaniv˚ a fr˚ an 60 kronor till 180 kronor, en ˚ atg¨ ard som enligt propositionen i f¨ orsta hand f¨ orv¨ antades st¨ arka f¨ or¨ aldralediga kvinnors ekonomi men ocks˚ a s˚ ags som ett incitament f¨ or m¨ an att ta ut en st¨ orre andel av f¨ or¨ aldrapenningdagarna.

Syftet med denna uppsats ¨ ar att unders¨ oka i vilken utstr¨ ackning ekonomis-

ka ¨ overv¨ aganden orsakar den oj¨ amna f¨ ordelningen av uttagna f¨ or¨ aldrapenning-

dagar mellan m¨ an och kvinnor. Enligt humankapitalteorin b¨ or f¨ ordelningen

p˚ averkas av ekonomiska incitament. Ett s¨ att att titta n¨ armare p˚ a om s˚ a ¨ ar

fallet ¨ ar att unders¨ oka en reform som innefattar en f¨ or¨ andring av ers¨ attningen

i syfte att ¨ oka m¨ ans uttag av f¨ or¨ aldrapenning. H¨ ojningen av inkomsttaket ˚ ar 2006 ¨ ar ett exempel p˚ a en s˚ adan reform. Den huvudsakliga fr˚ agest¨ allningen f¨ or uppsatsen ¨ ar d¨ armed huruvida reformen 2006 ¨ okat andelen dagar med f¨ or¨ aldrapenning som tas ut av m¨ an. Eftersom statligt anst¨ allda oftare har ge- ner¨ osa arbetsgivaravtal om f¨ or¨ aldral¨ on unders¨ oks ¨ aven m¨ ans uttag i privat sektor separat.

Unders¨ okningen g¨ ors med en regressionsmodell d¨ ar data p˚ a kommunniv˚ a anv¨ ands. I modellen skattas andelen dagar med f¨ or¨ aldrapenning som tas ut av m¨ an. F¨ or att se reformeffekten anv¨ ands en f¨ orklarande variabel som innefattar andelen m¨ an i den inkomstgrupp som b¨ or p˚ averkas mest av reformen. Ett an- tal kontrollvariabler f¨ orankrade i ekonomisk teori samt fr˚ an tidigare studier i

¨ amnet inkluderas ocks˚ a. Om reformen haft f¨ orv¨ antad effekt b¨ or en signifikant positiv p˚ averkan p˚ a f¨ ordelningen av dagar finnas. Huruvida reformen har haft effekt eller inte ¨ ar intressant f¨ or syftet att utreda om ekonomiska incitament

¨ ar styrande f¨ or f¨ or¨ aldrars f¨ ordelning av f¨ or¨ aldrapenningen. Med grund i hu- mankapitalteorin f¨ orv¨ antas en effekt i form av en ¨ okad andel uttagna dagar.

Om en s˚ adan effekt inte kan visas, kan det vara s˚ a att andra teorier b¨ attre f¨ orklarar hur f¨ or¨ aldrar v¨ aljer att f¨ ordela uttaget av f¨ or¨ aldrapenning.

2 F¨ or¨ aldraf¨ ors¨ akringen som institution

I och med utvecklingen mot en tv˚ af¨ ors¨ orjarmodell d¨ ar ¨ aven kvinnor deltar i arbetslivet ersattes moderskapspenningen ˚ ar 1974 av en f¨ or¨ aldraf¨ ors¨ akring som gav b˚ ada f¨ or¨ aldrarna r¨ att att vara hemma med barnet (F¨ ors¨ akringskassan 2011a).

F¨ or¨ aldraf¨ ors¨ akringssystemet innefattar idag en rad olika f¨ orm˚ aner som alla

syftar till en ¨ okad m¨ ojlighet att kombinera f¨ or¨ aldraskap och arbetsliv utan att

det bidrar till en stor ekonomisk f¨ orlust. F¨ or¨ aldrapenning ¨ ar en delvis inkomst-

baserad ers¨ attning som utg˚ ar d˚ a f¨ or¨ aldern v˚ ardar barnet ist¨ allet f¨ or att arbeta,

studera eller s¨ oka arbete. F¨ or¨ aldrapenning ¨ ar en planerad ledighet, till skill-

nad fr˚ an tillf¨ allig f¨ or¨ aldrapenning som ger ers¨ attning n¨ ar en f¨ or¨ alder stannar

hemma f¨ or v˚ ard av sjukt barn (VAB). Antalet dagar med f¨ or¨ aldrapenning har

ut¨ okats ett flertal g˚ anger sedan inf¨ orandet, fr˚ an ursprungligen 180 dagar till

de 480 dagars f¨ or¨ aldrapenning f¨ ors¨ akringen innefattar sedan ˚ ar 2002. En j¨ amn

f¨ ordelning av dagarna anses efterstr¨ avansv¨ art f¨ or att m¨ an och kvinnor ska ha

lika stora m¨ ojligheter b˚ ade till deltagande p˚ a arbetsmarknaden och till att knyta an och skapa en relation med barnet. F¨ or¨ aldrapenningen ¨ ar d¨ arf¨ or idag individualiserad p˚ a s˚ a s¨ att att vardera f¨ or¨ alder vid gemensam v˚ ardnad tillde- las h¨ alften av dagarna. Om f¨ or¨ aldrarna vill f¨ ordela dagarna annorlunda finns dock m¨ ojlighet att avst˚ a dagar till varandra. P˚ a senare ˚ ar har m¨ ojligheten att avst˚ a dagar begr¨ ansats av j¨ amst¨ alldhetspolitiska sk¨ al, ˚ ar 1995 reserverades 30 dagar f¨ or vardera f¨ or¨ aldern och 2002 ytterligare 30 dagar (F¨ ors¨ akringskassan 2011a). Sedan 2002 ¨ ar allts˚ a 60 dagar vikta f¨ or vardera f¨ or¨ alder, samtidigt som resterande 180 dagar fortfarande kan avst˚ as till den andre f¨ or¨ aldern. Att m¨ an

¨ annu inte utnyttjar h¨ alften av dagarna visas i Figur 1. M¨ annens andel dagar med f¨ or¨ aldrapenning hade 2013 n˚ att knappt 25 procent.

Figur 1: Andel dagar med f¨ or¨ aldrapenning efter k¨ on.

Det finns olika ers¨ attningsniv˚ aer f¨ or f¨ or¨ aldrapenningen. Idag betalas 90

dagar ut p˚ a l¨ agstaniv˚ a, f¨ or n¨ arvarande 180 kr per dag, och 390 dagar p˚ a

sjukpenningniv˚ a (F¨ ors¨ akringskassan 2014). Alla reserverade dagar ¨ ar dagar

med ers¨ attning p˚ a sjukpenningniv˚ a. Hur stor ers¨ attningen p˚ a sjukpenning-

niv˚ a blir beror p˚ a f¨ or¨ alderns sjukpenninggrundande inkomst (SGI). Har man

ingen SGI betalas ers¨ attningen ist¨ allet ut p˚ a grundniv˚ an 225 kr per dag. Vid

ers¨ attning p˚ a sjukpenningniv˚ a f˚ ar f¨ or¨ aldern ungef¨ ar 80 procent av sin SGI upp

till en ˚ arsinkomst p˚ a 10 prisbasbelopp. Prisbasbeloppet fastst¨ alls enligt 2 kap

9 § socialf¨ ors¨ akringsbalken (2010:110) varje ˚ ar av regeringen. F¨ or ˚ ar 2014 ¨ ar prisbasbeloppet 44 400 kr och den h¨ ogsta ˚ arsinkomst f¨ or¨ aldrapenningen kan ber¨ aknas p˚ a ˚ ar 2014 ¨ ar s˚ aledes 444 000 kr (F¨ ors¨ akringskassan 2014b). Detta inkomsttak ¨ ar h¨ ogre ¨ an det som g¨ aller f¨ or andra f¨ orm˚ aner som exempelvis sjukpenning, graviditetspenning och tillf¨ allig f¨ or¨ aldrapenning, d¨ ar taket ¨ ar 7,5 prisbasbelopp. M¨ an har generellt sett en h¨ ogre l¨ oneniv˚ a ¨ an kvinnor och som Figur 2 visar har fler m¨ an d¨ armed en l¨ on som ¨ overstiger inkomsttaket.

Figur 2: Antal personer med en f¨ orv¨ arvsinkomst ¨ over taket.

˚ Ar 2006 genomf¨ ordes en h¨ ojning av inkomsttaket f¨ or f¨ or¨ aldrapenning till 10 prisbasbelopp med ett uttalat syfte att f˚ a pappor att ta ut en st¨ orre andel av f¨ or¨ aldraledigheten (Socialdepartementet 2006). Det argumenterades f¨ or att pappor ekonomiskt sett skulle f¨ orlora mindre p˚ a att vara hemma med sina barn om taket h¨ ojdes och d¨ armed skulle andelen uttagna dagar ¨ oka. I anslutning till detta finns anledning att n¨ amna att de flesta anst¨ allda f¨ or¨ aldrar i Sverige ut¨ over f¨ or¨ aldraf¨ ors¨ akringen har avtal med sina arbetsgivare om ers¨ attning vid f¨ or¨ aldraledighet, ofta kallad f¨ or¨ aldral¨ on. F¨ or¨ aldral¨ onen ¨ ar generellt sett mest gener¨ os f¨ or statligt anst¨ allda, vilka har en ers¨ attning motsvarande 90 procent av l¨ onen i elva m˚ anader (F¨ ors¨ akringskassan 2011a). En s˚ adan typ av komplet- terande ers¨ attning leder till att inkomstf¨ orlusten vid f¨ or¨ aldraledighet minskas.

En h¨ ojning av taket fr˚ an 7,5 till 10 prisbasbelopp inneb¨ ar s˚ aledes i prakti-

ken ingen ekonomisk skillnad f¨ or anst¨ allda med gener¨ osa avtal om f¨ or¨ aldral¨ on annat ¨ an en omf¨ ordelning av hur mycket ers¨ attning som kommer fr˚ an arbets- givaren respektive F¨ ors¨ akringskassan.

En teoretisk f¨ orankring beh¨ ovs f¨ or att f¨ orst˚ a varf¨ or reformer fungerar mer eller mindre bra som medel f¨ or att p˚ averka f¨ ordelningen av f¨ or¨ aldrapenningen.

Med anledning av detta f¨ oljer nedan en genomg˚ ang av de tv˚ a teorier denna uppsats valt att fokusera p˚ a.

3 Teori

3.1 Humankapitalteorin

Enligt definitionen utg¨ ors en individs humankapital av den medf¨ odda f¨ orm˚ agan samt kunskaper som inf¨ orskaffas genom utbildning och arbetslivserfarenhet.

Humankapitalteorin s¨ ager att den l¨ on en individ erh˚ aller beror p˚ a tiden som investeras i humankapital. De kostnader som investeringen medf¨ or v¨ ags mot den framtida h¨ ogre l¨ onen och individen v¨ aljer att investera i humankapital efter vad som maximerar nuv¨ ardet av livsinkomsten (Borjas 2013).

En individs humankapital ¨ ar i st¨ andig f¨ or¨ andring. Det ackumuleras b˚ ade genom internutbildning p˚ a arbetet och till f¨ oljd av ¨ okad arbetslivserfaren- het. Fr˚ anvaro fr˚ an arbetslivet, exempelvis vid f¨ or¨ aldraledighet, inneb¨ ar att humankapitalet inte ackumuleras utan till och med kan deprecieras, allts˚ a sjunka i v¨ arde (Thoursie 2005). Mincer och Ofek (1982) argumenterar f¨ or att en depreciering av individens humankapital sker d˚ a individen inte arbetar. En l¨ angre fr˚ anvaro, som f¨ or¨ aldraledighet, leder d¨ armed till ett minskat human- kapital och en l¨ agre l¨ on. Detta d˚ a den fr¨ amsta f¨ orklaringen till l¨ oneskillnader p˚ a arbetsmarknaden ¨ ar variation i individers humankapital (Mincer 1958). En f¨ or¨ aldraf¨ ors¨ akring som inneb¨ ar st¨ orre m¨ ojligheter till fr˚ anvaro f˚ ar d¨ arigenom effekter p˚ a l¨ oneutvecklingen f¨ or de individer som v¨ aljer att vara f¨ or¨ aldralediga (Thoursie 2005). Thoursie menar att om kvinnor har en h¨ ogre fr˚ anvaro fr˚ an arbetet s˚ a deprecieras kvinnors humankapital mer, vilket ˚ aterspeglas i en l¨ oneskillnad mellan kvinnor och m¨ an.

Den traditionella definitionen p˚ a humankapital innefattar inte kunskaper

som erh˚ alls genom hemarbete och v˚ ard av barn i hemmet (Thoursie 2005). I

fortsatt resonemang antas att en individ kan t¨ anka sig att ge upp apprecierat

humankapital till en viss kostnad f¨ or att vara hemma med sitt barn. Vid en h¨ ojning av ers¨ attningstaket kan en individ som tidigare l˚ ag ¨ over taket vara hemma mer utan att nuv¨ ardet av den totala livsinkomsten minskar. Detta kan illustreras med ett enkelt r¨ akneexempel. En individ som tj¨ anar 397 000 kronor om ˚ aret kan t¨ anka sig att ge upp ett ˚ ars appreciering av humankapital. ˚ Ar 2006, n¨ ar prisbasbeloppet var 39 700 kr, kunde denne individ f¨ ore h¨ ojningen av taket f˚ a ut 80 procent av 7,5 prisbasbelopp, det vill s¨ aga 0, 8 ∗ 7, 5 ∗ 39 700 = 238 200 kronor i ers¨ attning per ˚ ar. Efter en h¨ ojning av ers¨ attningstaket f˚ ar individen ist¨ allet 0, 8 ∗ 10 ∗ 39 700 = 317 600 kronor per ˚ ar. Ett f¨ or¨ aldraledigt ˚ ar kostar d¨ armed 79 400 kronor mindre ¨ an tidigare, allt annat lika.

Som tidigare n¨ amnts inneb¨ ar humankapitalteorin att en individ v¨ aljer antal ˚ ar med fortbildning utifr˚ an nuv¨ ardet av framtida inkomst. Vid h¨ ojd ers¨ attning, under f¨ oruts¨ attning att individen h˚ aller fast vid sitt val av total livsinkomst, kommer individen allts˚ a kunna vara hemma fler dagar utan att det p˚ averkar den totala livsinkomsten. Enligt humankapitalteorin b¨ or d¨ arf¨ or ett ¨ okat ers¨ attningstak p˚ averka de individer med en l¨ on ¨ over taket att stanna hemma fler dagar ¨ an tidigare.

3.2 Signalteorin

Med utg˚ angspunkt i att en arbetsgivare ¨ ar ekonomiskt rationell, kommer denne att vara villig att betala sina arbetstagare i relation till deras produktivitet.

Enligt signalteorin observerar arbetsgivaren, i brist p˚ a fullst¨ andig information, signaler om arbetstagarens produktivitet. Arbetstagaren kan signalera h¨ og arbetsproduktivitet till exempel genom att stanna l˚ anga dagar, arbeta mycket

¨ overtid eller visa s¨ arskild h¨ angivenhet.

I denna unders¨ okning l¨ aggs fokus p˚ a vilka signaler en anst¨ alld s¨ ander ut

genom att vara f¨ or¨ aldraledig. En teori som Albrecht m.fl. (1999) f¨ or fram ¨ ar

att ingen s¨ arskild signal s¨ ands till arbetsgivaren n¨ ar en kvinna ¨ ar f¨ or¨ aldraledig

en l˚ ang period eftersom de allra flesta kvinnor ¨ ar f¨ or¨ aldralediga. ¨ Ar en man

d¨ aremot hemma l¨ ange signalerar han enligt Albrecht m.fl. en l˚ ag h¨ angivenhet

till sitt arbete genom att bryta m¨ onstret f¨ or m¨ ans uttag av f¨ or¨ aldraledighet. En

f¨ orklaring till skillnaden i hur kvinnor och m¨ an f¨ orv¨ antas vara f¨ or¨ aldralediga ¨ ar

normer kopplade till k¨ onstillh¨ orighet och f¨ or¨ aldraskap. Berggren & Duvander

(2003) finner i en studie att oj¨ amst¨ alld f¨ ordelning av f¨ or¨ aldraledighet till stor

del beror p˚ a att mammor vill vara hemma mer, framf¨ or allt under barnets f¨ orsta ˚ ar, och att detta inte ifr˚ agas¨ atts av pappor. Enligt Ahrne & Roman (1997) kan den vanliga uppfattningen om att mammor b¨ or vara hemma med barnen n¨ ar de ¨ ar sm˚ a kopplas till att normer om f¨ or¨ aldraskap ¨ ar olika f¨ or kvinnor respektive m¨ an. Ahrne & Roman finner att normen f¨ or vad som ¨ ar ett bra moderskap ¨ ar betydligt mer entydig ¨ an den f¨ or faderskapet. En bra mamma f¨ orv¨ antas alltid s¨ atta barnet i f¨ orsta rummet, medan normen f¨ or en bra pappa innefattar flera olika beteenden. Till exempel kan en bra pappa ta en f¨ ors¨ orjarroll och satsa p˚ a sin karri¨ ar ist¨ allet f¨ or ett aktivt deltagande i barnets liv.

P˚ a detta s¨ att skulle signalteorin kunna komplettera humankapitalteorin i syfte att f¨ orklara varf¨ or m¨ an och kvinnor tar ut olika mycket f¨ or¨ aldrapenning.

En f¨ oruts¨ attning f¨ or att signalteorin ska p˚ averka pappors uttag av f¨ or¨ aldra- penning ¨ ar att de ¨ ar medvetna om de signaler de s¨ ander ut och att de tror att deras arbetsgivare anpassar sina val efter dessa signaler. Eftersom det ¨ ar vanligare att m¨ an arbetar i privat ¨ an i offentlig sektor f˚ ar det betydelse att avtalen g¨ allande f¨ or¨ aldral¨ on i privat sektor ¨ ar mest lika det m¨ onster som m¨ ans anv¨ andande av f¨ or¨ aldrapenning f¨ oljer idag. Detta kan ge anst¨ allda intryck av att det ¨ ar den l¨ angden p˚ a f¨ or¨ aldraledighet som arbetsgivaren f¨ oredrar och d¨ armed hindra m¨ an fr˚ an att ta ut l¨ angre f¨ or¨ aldraledighet (F¨ ors¨ akringskassan 2011b). En ¨ andring av inkomsttaket b¨ or inte p˚ averka vilka signaler m¨ an ¨ ar beredda att ge om sin produktivitet. Med andra ord borde reformen enligt signalteorin inte p˚ averka uttaget av f¨ or¨ aldrapenning. Om ingen synlig effekt av reformen kan visas finns en motverkande effekt som m¨ ojligen kan f¨ orklaras av signalteorin. Ett s˚ adant utfall ger st¨ od till hypotesen att humankapitalteorin i alla fall inte ensamt kan f¨ orklara hur f¨ or¨ aldrapenningen f¨ ordelas.

4 Tidigare forskning

F¨ or att kunna skatta en modell f¨ or andelen dagar f¨ or¨ aldrapenning som tas

ut av m¨ an m˚ aste det unders¨ okas vilka faktorer som p˚ averkar m¨ ans uttag

av f¨ or¨ aldrapenning. Resultaten av en analys gjord av Socialdepartementet

visar att ekonomin i sig inte ¨ ar styrande f¨ or hur m˚ anga dagar pappan tar

ut (Finansdepartementet 2005). En faktor som har betydelse f¨ or hur m˚ anga

f¨ or¨ aldrapenningdagar pappan tar ut ¨ ar inkomsten i f¨ orh˚ allande till taket, men

andra faktorer som till exempel utbildningsniv˚ a kan p˚ averka valet i lika stor utstr¨ ackning. Enligt analysen ¨ ar effekten av enskilda faktorer inte s˚ a stor, snarare kan vissa kombinationer av faktorer hos olika grupper av familjer ge mycket stora skillnader. Ett f¨ or denna unders¨ okning intressant resultat fanns i familjer d¨ ar inkomsten skilde sig mellan f¨ or¨ aldrarna. Familjer d¨ ar mamman ha- de en inkomst ¨ over taket och pappan hade en inkomst under taket j¨ amf¨ ordes med familjer d¨ ar situationen var den omv¨ anda. Resultatet visade att pap- pan med en inkomst under taket tog ut en st¨ orre andel f¨ or¨ aldrapenning ¨ an pappan med inkomst ¨ over taket, vilket pekar p˚ a ett ekonomiskt rationellt beteende i enlighet med humankapitalteorin. D¨ aremot var pappans uttag in- te st¨ orre ¨ an mammans i n˚ agot av fallen, vilket indikerar att humankapital- teorin inte r¨ acker som f¨ orklaringsmodell. Ist¨ allet f¨ or ekonomi har k¨ on, eller kanske snarare normer kopplade till k¨ onstillh¨ orighet, i senare forskning ut- pekats som den enskilt viktigaste f¨ orklaringen till hur f¨ or¨ aldrar f¨ ordelar sina f¨ or¨ aldrapenningdagar (F¨ ors¨ akringskassan 2013). En s˚ adan slutsats kan vara en f¨ orklaring till varf¨ or ekonomiska incitament inte alltid ger s˚ a stor effekt p˚ a m¨ ans uttag av f¨ or¨ aldrapenning.

Att k¨ on skulle vara den viktigaste f¨ orklaringen utesluter dock inte att eko- nomin fortfarande har stor p˚ averkan p˚ a f¨ or¨ aldrars f¨ ordelning av f¨ or¨ aldrapen- ningen. Sundstr¨ om & Duvander (2002) visar att pappor tar ut f¨ arre dagar med f¨ or¨ aldrapenning om deras inkomst ligger ¨ over taket. Amilon (2007) unders¨ oker takets effekter p˚ a uttaget av tillf¨ allig f¨ or¨ aldrapenning. I unders¨ okningen visas att effekten av en f¨ or¨ andring av inkomsttaket framf¨ orallt g¨ aller de par d¨ ar den ene av f¨ or¨ aldrarnas inkomst ligger ¨ over taket. Amilon visar att i de fall d˚ a mannen i f¨ orh˚ allandet har en inkomst ¨ over taket f¨ or tillf¨ allig f¨ or¨ aldrapenning delar f¨ or¨ aldrarna mindre lika j¨ amf¨ ort med par d¨ ar b˚ adas inkomst ligger under taket. Detsamma g¨ aller inte om det ¨ ar kvinnans eller b˚ adas inkomst som ligger

¨

over taket. I dessa fall delar f¨ or¨ aldrarna mer lika. Eriksson (2011) framh˚ aller att den skeva f¨ ordelningen av tillf¨ allig f¨ or¨ aldrapenning i sj¨ alva verket kan be- ro p˚ a f¨ ors¨ akringens konstruktion i den meningen att ers¨ attningen baseras p˚ a f¨ or¨ aldrarnas inkomst. Inkomstskillnader mellan k¨ onen och en s˚ adan uppbygg- nad i kombination med ett inkomsttak leder till att pappor inte f˚ ar samma f¨ ordelar av f¨ ors¨ akringen. Eriksson argumenterar f¨ or att inkomsttaket spelar en betydande roll d˚ a par delar upp dagarna f¨ or tillf¨ allig f¨ or¨ aldrapenning.

Vid Erikssons unders¨ okning av huruvida en h¨ ojning av taket f¨ or tillf¨ allig

f¨ or¨ aldrapenning, som genomf¨ ordes 2006 och f¨ oljdes av en s¨ ankning igen 2007, ledde till ett mer j¨ amst¨ allt uttag fanns dock ingen effekt. En m¨ ojlig f¨ orklaring till den uteblivna effekten sades vara att h¨ ojningen varat f¨ or kort tid.

Huruvida ovan n¨ amnda argumentation g¨ aller ¨ aven f¨ or¨ aldrapenningen kan diskuteras. Sett till ekonomiska aspekter och arbetsmarknadens struktur b¨ or inkomsttaket spela roll ¨ aven vid uttag av f¨ or¨ aldrapenning. Den huvudsakliga skillnaden mellan de tv˚ a f¨ ors¨ akringarna ¨ ar dock att medan tillf¨ allig f¨ or¨ aldra- penning ofta tas ut vid ov¨ antade avbrott fr˚ an arbetet ¨ ar f¨ or¨ aldrapenningen planerad. Detta kan p˚ averka ¨ aven inkomsttakets betydelse.

5 Datamaterial och metod

F¨ or att unders¨ oka om det h¨ ojda ers¨ attningstaket haft n˚ agon j¨ amst¨ alldhetsef- fekt g¨ ors en regression med andel dagar pappan tagit ut som beroende varia- bel. D˚ a ingen data p˚ a individniv˚ a finns tillg¨ anglig anv¨ ands Sveriges kommuner som observationer. Det datamaterial som anv¨ ands best˚ ar av 288 av Sveriges 290 kommuner ˚ aren 2000 till 2012, vilket inneb¨ ar ett paneldatamaterial med 3744 observationer. Heby och Knivsta ¨ ar borttagna d˚ a data saknas f¨ or vissa ˚ ar till f¨ oljd av f¨ or¨ andrade kommungr¨ anser. Data f¨ or den beroende variabeln har best¨ allts fr˚ an F¨ ors¨ akringskassan, ¨ ovriga variabler har h¨ amtats fr˚ an Statistiska centralbyr˚ an (SCB).

Syftet med den regressionsmodell som ska anv¨ andas ¨ ar att f¨ orklara hur stor andel f¨ or¨ aldrapenningdagar i kommunen som tagits ut av m¨ an. Som n¨ amnts tidigare b¨ or effekten av den reform som unders¨ oks vara st¨ orst i privat sek- tor eftersom statligt anst¨ allda ofta kompenseras av sin arbetsgivare ¨ aven f¨ or inkomst ¨ over taket. Den beroende variabeln begr¨ ansas d¨ arf¨ or i en andra regres- sionsmodell till andel dagar uttagna av m¨ an i privat sektor.

Eftersom det visat sig att pappor med en l¨ agre inkomst anv¨ ander f¨ or¨ aldra-

penningen i l¨ agre grad ¨ an de med h¨ ogre inkomst ¨ ar inkomstniv˚ a relevant att

ha med som f¨ orklarande variabel (Duvander 2006). ˚ Arlig statistik f¨ or genom-

snittlig f¨ orv¨ arvsinkomst f¨ or m¨ an mellan 20 och 64 ˚ ar i de 288 kommuner-

na inkluderas d¨ arf¨ or i datamaterialet. Den skattade parametern f¨ or inkomst

v¨ antas ha ett positivt v¨ arde d˚ a inkomst antas ha en positiv inverkan p˚ a andel

dagar tagna av m¨ an (F¨ ors¨ akringskassan 2013). P˚ apekas b¨ or att den kausala

riktningen d¨ armed antas vara att f¨ orv¨ arvsinkomst p˚ averkar andelen dagar ut-

tagna av pappan och inte tv¨ artom. Det kan dock vara s˚ a att andelen dagar uttagna av pappan p˚ averkar f¨ orv¨ arvsinkomsten f¨ or densamme, vilket kan vara viktigt att ha i ˚ atanke vid fortsatt analys. Inkomsten f¨ or m¨ an i privat sektor har inte kunnat s¨ arskiljas, d¨ arf¨ or anv¨ ands genomsnittlig inkomstniv˚ a f¨ or alla m¨ an i kommunen ¨ aven f¨ or att f¨ orklara andelen dagar uttagna av m¨ an i privat sektor.

P˚ a grund av attitydskillnader med grund i de normer som diskuterats ovan v¨ antas pappor vara f¨ or¨ aldralediga l¨ angre n¨ ar f¨ or¨ aldrarna har h¨ ogre utbildning (Duvander 2006). Variationen i andel dagar uttagna av pappan b¨ or d¨ arf¨ or ocks˚ a kunna f¨ orklaras av utbildningsniv˚ a. I denna unders¨ okning anv¨ ands mam- mans utbildningsniv˚ a. Denna variabel b¨ or p˚ averka f¨ ordelningen av uttaget men b¨ or inte korrelera med pappans inkomst i lika stor utstr¨ ackning som pappans egen utbildning. Variabeln som anv¨ ands ¨ ar andelen kvinnor mellan 20 och 64 ˚ ar med eftergymnasial utbildning, vilken v¨ antas ha ett positivt parameterv¨ arde.

Inte heller utbildningsniv˚ an har kunnat s¨ arskiljas f¨ or endast privat sektor, ge- nomsnittlig utbildningsniv˚ a f¨ or samtliga kvinnor i kommunen anv¨ ands d¨ arf¨ or.

Aven f¨ ¨ or¨ aldrarnas ˚ alder kan ha en p˚ averkan p˚ a f¨ ordelningen av uttaget.

Enligt Duvander (2006) v¨ antas yngre pappor och ¨ aldre mammor vara f¨ or¨ aldra- lediga l¨ angre. Detta f¨ orklaras med att yngre pappor kan ha en mer j¨ amst¨ alld syn samtidigt som ¨ aldre kvinnor kan ha en mer s¨ aker position p˚ a arbetsplatsen.

I modellen kontrolleras f¨ or ˚ alder genom att inkludera en variabel f¨ or kvinnans genomsnittliga ˚ alder vid f¨ orsta barnets f¨ odelse.

Reformen ˚ ar 2002 som ut¨ okade f¨ or¨ aldraf¨ ors¨ akringen med ytterligare en re- serverad m˚ anad har enligt en tidigare unders¨ okning av F¨ ors¨ akringskassan haft effekt p˚ a m¨ ans uttag av f¨ or¨ aldrapenning generellt (F¨ ors¨ akringskassan 2010).

F¨ or att ta h¨ ansyn till det anv¨ ands en dummyvariabel som antar v¨ ardet 0 f¨ ore reformen och 1 n¨ ar reformen inf¨ orts. F¨ or att f˚ anga en eventuell trend ¨ over de 12 ˚ aren inkluderas ¨ aven en trendvariabel.

F¨ or att kunna skatta effekten av reformen 2006 interageras den med in- komstgruppen som b¨ or p˚ averkas mest av h¨ ojningen. Enligt tidigare forskning b¨ or reformen framf¨ or allt p˚ averka de som tidigare legat ¨ over inkomsttaket och nu hamnar under taket, det vill s¨ aga m¨ an i inkomstgruppen med en

˚ arlig f¨ orv¨ arvsinkomst mellan 297 750 kronor och 397 000 kronor. I denna

unders¨ okning avrundas v¨ ardena till 300 000 och 400 000 kronor. Om andelen i

gruppen har en f¨ or¨ andrad p˚ averkan p˚ a f¨ ordelningen av uttaget efter reformen

antas det bero p˚ a just reformen. En dummyvariabel f¨ or genomf¨ orandet av re- formen samt andelen m¨ an i denna inkomstgrupp inkluderas ¨ aven var f¨ or sig i modellen f¨ or att ta h¨ ansyn till dess p˚ averkan p˚ a den beroende variabeln. ¨ Aven h¨ ar antas en kausal riktning. Andelen dagar tagna av m¨ an antas inte p˚ averka hur stor andel av inv˚ anarna som befinner sig i den n¨ amnda inkomstgruppen.

Det kan inte uteslutas att det finns individspecifika skillnader som ¨ ar kon- stanta ¨ over tid och ¨ ar relaterade till andra f¨ orklarande variabler. Till exempel kan medelv¨ ardet f¨ or antalet ˚ ar i skolan ¨ oka i en stad med st¨ orre andel utbild- ningskr¨ avande jobb. F¨ or att ta h¨ ansyn till s˚ adana individspecifika skillnader mellan kommuner anv¨ ands en cross-section fixed effect model (FEM). Om en fix effekt utel¨ amnas trots att det finns en s˚ adan korrelation medf¨ or det ett snedvridet resultat. En modell som bygger p˚ a ett starkare antagande g¨ allande individspecifika skillnader ¨ ar en random effect model (REM). En skattning med denna typ av modell kr¨ aver att den individspecifika feltermen inte ¨ ar kor- relerad f¨ or olika kommuner, samt att den ¨ ar okorrelerad med de f¨ orklarande variablerna (Gujarsati 2009). Detta ¨ ar ett starkt antagande vilket inte finns tillr¨ ackliga bel¨ agg f¨ or i denna unders¨ okning. F¨ or att vara s¨ aker p˚ a att en FEM inte ¨ ar ol¨ amplig i detta fall ska parameterskattningarnas konfidensintervall kontrolleras. Allt f¨ or breda intervall kan tyda p˚ a att modellen inte ¨ ar l¨ amplig.

F¨ oljande modell skattas i Eviews med minsta kvadratmetoden (OLS):

Andel dagar tot

= β

+ β

Rel ink grupp

∗ Ref orm 2006+

β

Rel ink grupp

+ β

Ref orm 2006 + β

U tb kvinnor

+ β

Ink man

+ β

Alder kvinnor

+ β

Ref orm 2002 + λ

+ 

(1)

Andel dagar priv

= β

+ β

Rel ink grupp

∗ Ref orm 2006 +β

Rel ink grupp

+ β

Ref orm 2006 + β

U tb kvinnor

+ β

Ink man

+ β

Alder kvinnor

+ β

Ref orm 2002 + λ

+ 

(2)

d¨ ar i = 1, . . . , 288 och t = 2000, . . . , 2012. Den beroende variabeln ¨ ar i ett

f¨ orsta skede andel dagar uttagna av m¨ an totalt. I ett n¨ asta steg g¨ ors en re-

striktion till andel dagar uttagna av m¨ an i privat sektor. I modellen ¨ ar β

den

i:te kommunens specifika intercept. Variabeln Rel ink grupp

anger andelen

m¨ an i den inkomstgrupp som b¨ or p˚ averkas mest av reformen ˚ ar 2006. Denna interageras med en dummyvariabel, d¨ ar antar v¨ ardet noll f¨ or ˚ aren 2000 till och med 2005 och v¨ ardet ett f¨ or ˚ aren 2006 till och med 2012. F¨ or att kon- trollera f¨ or effekten av andelen m¨ an i denna inkomstgrupp samt f¨ or reformens inf¨ orande p˚ a andel dagar uttagna av m¨ an inkluderas ¨ aven dessa variabler var f¨ or sig. De oberoende kontrollvariabler som anv¨ ands f¨ or individ i vid tidpunkt t

¨ ar U tb kvinnor

f¨ or kvinnors utbildningsniv˚ a, Ink man

f¨ or m¨ ans inkomst samt Alder kvinnor

f¨ or kvinnors genomsnittliga ˚ alder vid f¨ orsta barnets f¨ odelse. Dummyvariabeln f¨ or 2002 ˚ ars reform betecknas Ref orm 2002, och λ

¨ ar trendeffekten f¨ or ˚ ar t och 

¨ ar en errorterm.

Fr˚ an denna regressionsmodell b¨ or reformeffekten kunna urskiljas och skat- tas. Parameterskattningen f¨ or interaktionen mellan inkomstgrupp och dummy- variabel visar hur stor p˚ averkan 1 procentenhet st¨ orre andel m¨ an i inkomst- gruppen 300 000 till 400 000 kronor per ˚ ar har p˚ a den beroende variabeln efter j¨ amf¨ ort med f¨ ore reformens inf¨ orande.

6 Resultat

F¨ or att f˚ a en ¨ overblick av andel dagar uttagna av m¨ an ¨ over tid presenteras i Figur 3 uttaget mellan ˚ aren 2000 och 2012, b˚ ade totalt och i privat sektor.

Figur 3: Andel dagar uttagna av m¨ an 2000 - 2012.

Figur 3 visar att ˚ ar 2000 var den genomsnittliga andelen dagar uttagna av m¨ an ungef¨ ar 12 procent. ˚ Ar 2012 var motsvarande siffra ungef¨ ar 24 procent.

Andelen f¨ or privat sektor var m¨ arkbart h¨ ogre, 21 procent ˚ ar 2000 samt 36 procent ˚ ar 2012.

Den genomsnittliga andelen dagar uttagna av m¨ an ¨ okar alla ˚ ar utom mellan 2006 och 2007, vilket ¨ ar ett trendbrott. Detta f˚ ar anses vara mycket intressant d˚ a den reform som unders¨ oks genomf¨ ordes just 2006 och d˚ a f¨ orv¨ antades ha en positiv effekt p˚ a andel dagar tagna av m¨ an.

I Tabell 1 nedan presenteras beskrivande statistik f¨ or variabler av intresse.

Tabell 1: Beskrivande statistik.

Andel dagar, m¨an

totalt

Andel dagar, m¨an

privat

Andel i relevant inkomst- grupp

Utbildning, kvinnor

Inkomst, m¨an

˚Alder, kvinnor

Medelv¨arde 0,20 0,30 0,21 0,26 255,06 27,78

Median 0,20 0,30 0,21 0,24 249,5 27,69

Minimum 0,08 0,11 0,04 0,12 166,6 20,87

Maximum 0,31 0,60 0,42 0,63 649,4 33,08

St.Dev 0,04 90,07 0,07 0,08 47,01 1,34

Obs 3744 3744 3744 3744 3744 3744

Den l¨ agsta andelen dagar tagna av m¨ an under denna period var ungef¨ ar 8 procent i ˚ Arj¨ ang ˚ ar 2000. Den h¨ ogsta siffran p˚ a 31 procent m¨ attes i Br¨ acke ˚ ar 2009. Den l¨ agsta siffran f¨ or andel dagar tagna av m¨ an i endast privat sektor uppm¨ attes i Gnosj¨ o ˚ ar 2000. Den d˚ a rapporterade andelen var ungef¨ ar 11 procent. Den h¨ ogsta siffran p˚ a 60 procent m¨ attes i Dorotea ˚ ar 2004. I just sm˚ a kommuner kan andelen variera mycket fr˚ an ˚ ar till ˚ ar d˚ a det r¨ acker att f˚ a pappor tar ut mer eller mindre f¨ or att siffrorna ska sv¨ anga kraftigt. Det

¨ overgripande genomsnittet f¨ or ˚ aren 2000 till 2012 var 20 procent totalt och 30 procent f¨ or privat sektor.

D˚ a det g¨ aller genomsnittlig f¨ orv¨ arvsinkomst f¨ or kommunerna under denna

period b¨ or det ˚ aterigen p˚ apekas att dessa siffror endast avser de totala kom-

munerna, m¨ an i privat sektor har inte kunnat s¨ arskiljas. Genomsnittet f¨ or de

13 ˚ aren ligger p˚ a 255 060 kronor. Den h¨ ogsta observationen finns f¨ or Danderyd

˚ ar 2011. Den genomsnittliga f¨ orv¨ arvsinkomsten var detta ˚ ar 649 400 kronor.

F¨ or andelen kvinnor med eftergymnasial utbildning kan noteras att den str¨ acker sig mellan 12 procent i Bjuv ˚ ar 2000 och 63 procent i Lund ˚ ar 2012.

Medelv¨ ardet totalt ¨ over ˚ aren ligger p˚ a 26 procent, vilket kan tyckas l˚ agt d˚ a 4 av 10 svenskar har n˚ agon form av eftergymnasial utbildning enligt utbild- ningsstatistiken f¨ or ˚ ar 2014 (SCB 2014). F¨ or andelen kvinnor med eftergym- nasial utbildning uppdelat per ˚ ar ¨ ar siffran ˚ ar 2012 ungef¨ ar 30 procent, vilket st¨ ammer n˚ agot b¨ attre ¨ overens med SCB:s statistik.

Den genomsnittliga ˚ aldern f¨ or kvinnor vid f¨ orsta barnets f¨ odelse var knappt 28 ˚ ar. Den minsta uppm¨ atta ˚ aldern var knappt 21 ˚ ar i ˚ Asele 2011 och den h¨ ogsta ˚ aldern p˚ a drygt 33 ˚ ar fanns i Danderyd 2004.

Andelen m¨ an som befinner sig i inkomstgruppen som b¨ or ha p˚ averkats mest av reformen ¨ okar mellan 2000 och 2012 fr˚ an 10 procent till 29 procent.

F¨ or att f˚ a en ¨ overblick ¨ over hur dessa variabler samvarierar presenteras korrelationenkoefficienterna i Tabell 2.

Tabell 2: Korrelationsmatris.

Andel dagar tot

Andel dagar priv

Andel i rel.

ink.grupp

Reform 2006

Utb.

kvinnor

Inkomst, m¨an

˚Alder, kvinnor

Reform 2002

Andel dagar tot

1

Andel dagar priv

0,77 1

Andel i rel.

ink.grupp

0,68 0,58 1

Reform

2006 0,68 0,57 0,78 1

Utb.

kvinnor 0,46 0,11 0,23 0,29 1

Inkomst

m¨an 0,57 0,20 0,49 0,49 0,75 1

˚Alder

kvinnor 0,19 -0,14 -0,03 0,01 0,66 0,53 1

Reform

2002 0,62 0,50 0,57 0,46 0,35

1

Korrelationen mellan andel dagar uttagna av m¨ an och f¨ orv¨ arvsinkomst ¨ ar 0,57. Korrelationen kan anta v¨ arden mellan minus 1 och 1 och ett v¨ arde p˚ a 0,57 kan d¨ armed anses vara relativt starkt positiv. Andel dagar uttagna av m¨ an och andel m¨ an i den unders¨ okta inkomstgruppen har en h¨ ogre korrelation p˚ a 0,68.

Korrelationskoefficienten f¨ or kvinnors utbildning och andelen dagar uttagna av m¨ an ¨ ar n˚ agot l¨ agre, 0,46. Studeras endast privat sektor kan noteras att korrelationen mellan andel dagar uttagna av m¨ an i privat sektor och inkomst, utbildning respektive ˚ alder vid f¨ orsta barnets f¨ odelse ¨ ar l˚ ag. Korrelationen mellan kvinnors utbildning och m¨ annens inkomst respektive kvinnors ˚ alder vid f¨ orsta barnets f¨ odelse ¨ ar h¨ og, 0,75 och 0,66. Detta kan inneb¨ ara multikol- linearitet i regressionsmodellen och d¨ armed snedvridna parameterskattningar, vilket b¨ or has i ˚ atanke vid tolkning av resultatet.

F¨ or att unders¨ oka modellen l¨ aggs variablerna till en i taget. D¨ arigenom kan fastst¨ allas huruvida variablerna ¨ ar relevanta f¨ or att f¨ orklara variationen i den beroende variabeln. I ett f¨ orsta steg, Modell 1, anv¨ ands andel dagar tagna av m¨ an totalt som beroende variabel. Resultatet presenteras i Tabell 3.

Tabell 3: Test av kontrollvariabler genom skattning av modell (1).

Modell 1.1

Modell 1.2

Modell 1.3

Modell 1.4

Modell 1.5

Modell 1.6 Ink.grupp

*reform 2006

-0,23*** -0,16*** -0,17*** -0,16*** -0,04* -0,04**

Ink.grupp 0,40*** 0,07*** 0,07*** 0,07*** -0,04** -0,07***

Reform

2006 0,07*** 0,04*** 0,03*** 0,01*** 0,01*** 0,01***

Utb.

kvinnor 1,13*** 0,56*** 0,55*** 0,53*** 0,34***

Inkomst

m¨an 0,00*** 0,00*** 0,00*** 0,00***

˚Alder

kvinnor 0,00*** 0,00*** 0,00***

Reform

2002 0,02*** 0,02***

Tid 0,00***

R² 0,7194 0,8269 0,8407 0,8418 0,8539 0,8554

R²_justerad 0,6959 0,8123 0,8272 0,8283 0,8414 0,8430

*signifikant vid 5 procent, **signifikant vid 1 procent, ***signifikant vid 0,1 procent.

D˚ a modellen f¨ orutom individspecifika intercept skattas med interaktions- variabeln av intresse samt de tv˚ a variablerna var f¨ or sig ¨ ar f¨ orklaringsgraden 71,94 procent med en justerad f¨ orklaringsgrad p˚ a 69,59 procent.

D˚ a det kontrolleras f¨ or utbildningsgrad stiger den justerade f¨ orklarings- graden m¨ arkbart, till 81,23 procent, samtidigt som de skattade parametrarna

¨

ar signifikanta. N¨ ar m¨ annens genomsnittliga f¨ orv¨ arvsinkomst l¨ aggs till ¨ okar den justerade f¨ orklaringsgraden ¨ annu lite till. Detsamma g¨ aller vid kontroll f¨ or kvinnans ˚ alder vid f¨ orsta barnets f¨ odelse samt den reform som inf¨ ordes 2002. I ett sista skede kontrolleras ¨ aven f¨ or en linj¨ ar trend. Denna variabel

¨ okar den justerade f¨ orklaringsgraden med bara n˚ agra hundradelar, men d˚ a den ¨ and˚ a ger en liten ¨ okning samtidigt som skattningen ¨ ar signifikant skild fr˚ an noll beh˚ alls den i modellen. Det kan d¨ armed uteslutas att resultatet ¨ ar snedvridet p˚ a grund av en f¨ orbisedd trend. I och med denna kontroll indikeras att de fem kontrollvariablerna b¨ or finnas med i modellen och de signifikanta resultaten tyder p˚ a att multikollinearitet inte b¨ or orsaka ett alltf¨ or snedvridet resultat.

Alla parameterskattningar ¨ ar signifikant skilda fr˚ an noll p˚ a 5 procents sig- nifikansniv˚ a. Inga intercept presenteras eftersom individspecifika intercept f¨ or alla kommuner inkluderas i modellen. Kvinnors utbildning har det st¨ orsta skat- tade parameterv¨ ardet. Enligt modellen f¨ orv¨ antats en procentenhets ¨ okning i kvinnors utbildningsniv˚ a g¨ ora att andelen dagar tagna av m¨ an i genomsnitt

¨ okar med 0,36 procentenheter d˚ a alla andra variabler i modellen h˚ alls konstan- ta. Detta ¨ ar i linje med vad som f¨ orv¨ antades. Den skattade parametern f¨ or den genomsnittliga f¨ orv¨ arvsinkomsten f¨ or m¨ an har ett f¨ orv˚ anansv¨ art l˚ agt v¨ arde, den exakta skattningen ¨ ar 0,000476. Allt annat lika v¨ antas d¨ armed en ¨ okning p˚ a 100 000 kronor i ˚ arlig f¨ orv¨ arvsinkomst ¨ oka andelen dagar uttagna av m¨ an med i genomsnitt 0,0476 procentenheter, vilket f˚ ar anses vara en marginell

¨

okning. Parametern ¨ ar dock signifikant skild fr˚ an noll. ¨ Aven kvinnans ˚ alder vid f¨ orsta barnets f¨ odelse, reformerna 2002 och trendvariabeln har mycket sm˚ a men signifikanta effekter p˚ a f¨ ordelningen av uttaget.

Detta arbete syftar till att unders¨ oka huruvida 2006 ˚ ars h¨ ojda inkomsttak

p˚ averkat andelen dagar uttagna av m¨ an. F¨ or att komma ˚ at denna effekt l¨ aggs

fokus p˚ a huruvida andelen m¨ an som befinner sig i den relevanta inkomstgrup-

pen efter reformens inf¨ orande p˚ averkar andelen dagar som tas ut av m¨ an. En-

ligt humankapitalteorin v¨ antas, som diskuterats ovan, en st¨ orre andel i denna

inkomstgrupp leda till en st¨ orre p˚ averkan p˚ a andelen dagar uttagna av m¨ an.

I Tabell 3 framg˚ ar att interaktionsvariabeln har en signifikant p˚ averkan p˚ a f¨ ordelningen av f¨ or¨ aldrapenningdagar. En procentenhets ¨ okning av andelen m¨ an i den relevanta inkomstgruppen efter reformens inf¨ orande v¨ antas leda till en minskning p˚ a i genomsnitt 0,04 procentenheter av andelen dagar uttagna av m¨ an d˚ a ¨ ovriga variabler h˚ alls konstanta. F¨ or att f¨ ors¨ oka isolera effekten av reformen ytterligare g¨ ors i Modell 2 en avgr¨ ansning med andel dagar uttagna av m¨ an i endast privat sektor som beroende variabel. Resultatet av denna regression presenteras i Tabell 4.

Tabell 4: Test av kontrollvariabler genom skattning av modell (2).

Modell 2.1

Modell 2.2

Modell 2.3

Modell 2.4

Modell 2.5

Modell 2.6 Ink.grupp

*reform 2006

-0,34*** -0,24*** -0,25*** -0,24*** -0,08** -0,09**

Ink.grupp 0,60*** 0,19*** 0,18*** 0,18*** 0,04 -0,03

Reform

2006 0,10*** 0,06*** 0,05*** 0,05*** 0,03*** 0,03***

Utb.

kvinnor 1,43*** 0,90*** 0,88*** 0,85*** 0,41***

Inkomst

m¨an 0,00*** 0,00*** 0,00*** 0,00***

˚Alder

kvinnor 0,00*** 0,00*** 0,00***

Reform

2002 0,03*** 0,03***

Tid 0,01***

R² 0,6951 0,7505 0,7544 0,7554 0,7619 0,7645

R²_justerad 0,6695 0,7295 0,7337 0,7347 0,7416 0,7444

*signifikant vid 5 procent, **signifikant vid 1 procent, ***signifikant vid 0,1 procent.

Kontrollvariablernas skattade parameterv¨ arden ¨ ar signifikant skilda fr˚ an

noll och liknar resultatet d˚ a andelen dagar uttagna av pappan totalt anv¨ ands

som beroende variabel. Enligt denna modell f¨ orv¨ antas en procentenhets ¨ okning

i kvinnors utbildningsniv˚ a g¨ ora att andelen dagar uttagna av m¨ an i privat sek-

tor i genomsnitt ¨ okar med knappt en halv procentenhet d˚ a ¨ ovriga variabler i

modellen h˚ alls konstanta. ¨ Aven h¨ ar har den skattade parametern f¨ or genom-

snittlig f¨ orv¨ arvsinkomst f¨ or m¨ an ett signifikant om ¨ an l˚ agt v¨ arde. Allt annat lika v¨ antas en ¨ okning p˚ a 100 000 kronor i ˚ arlig f¨ orv¨ arvsinkomst ¨ oka andelen dagar uttagna av m¨ an med i genomsnitt 0,0214 procentenheter. Precis som tidigare har kvinnans ˚ alder vid f¨ orsta barnets f¨ odelse, reformen 2002 samt trendvariabeln sm˚ a men signifikanta effekter p˚ a f¨ ordelningen av uttaget.

Enligt skattningen har andelen m¨ an i den relevanta inkomstgruppen ˚ aren 2000 till 2012 inte en signifikant p˚ averkan p˚ a f¨ ordelningen av uttaget. Interak- tionsvariabeln ¨ ar dock signifikant skild fr˚ an noll. En procentenhets ¨ okning av andelen m¨ an i den relevanta inkomstgruppen efter reformens inf¨ orande v¨ antas leda till en minskning p˚ a i genomsnitt 0,09 procentenheter av andelen dagar uttagna av m¨ an d˚ a ¨ ovriga variabler h˚ alls konstanta. Reformens inf¨ orande ver- kar d¨ armed ha en st¨ orre p˚ averkan p˚ a andelen dagar tagna av m¨ an i privat sektor, vilket ocks˚ a f¨ orutsp˚ addes. N˚ agot f¨ orv˚ anande ¨ ar att reformen enligt denna unders¨ okning har haft en negativ effekt p˚ a andelen dagar uttagna av m¨ an.

Vidare kontrolleras skattningarnas konfidensintervall f¨ or att unders¨ oka huru- vida det ¨ ar rimligt att anv¨ anda en FEM i detta fall. D˚ a dessa inte visar p˚ a n˚ agra extrema v¨ arden finns ingen anledning att tvivla p˚ a valet av modell (se Tabell 5 i Appendix A) D˚ a en modell skattas med en andel som beroende variabel ¨ ar det ocks˚ a viktigt att kontrollera att de skattade v¨ ardena ligger mellan 0 och 1. Genom att plotta de skattade v¨ ardena f¨ or andel dagar tagna av m¨ an mot utbildningsniv˚ a kan konstateras att s˚ a ¨ ar fallet (se Figur 4 a och b i Appendix A). Modellen verkar d¨ armed vara l¨ amplig f¨ or detta datamaterial.

7 Slutsatser och avslutande diskussion

Uppsatsen syftar till att unders¨ oka huruvida det oj¨ amna uttaget av f¨ or¨ aldra-

penningdagar kan ha ekonomiska orsaker genom att titta p˚ a hur ekonomiska in-

citament p˚ averkar f¨ ordelningen av dagarna. Den huvudsakliga fr˚ agest¨ allningen

f¨ or uppsatsen ¨ ar huruvida reformen 2006 har ¨ okat andelen dagar med f¨ or¨ aldra-

penning som tas ut av m¨ an. En statistiskt signifikant effekt av reformen kan

genom den skattade modell konstateras, dock inte i enlighet med den upp-

st¨ allda hypotesen. Enligt resultatet v¨ antas reformen, skattad genom en inter-

aktionsvariabel med andelen m¨ an i den f¨ or reformen relevanta inkomstgruppen

samt en dummyvariabel f¨ or reformens genomf¨ orande, ha en signifikant nega-

tiv p˚ averkan p˚ a f¨ ordelningen av uttaget. En procentenhets ¨ okning av andelen m¨ an i den relevanta inkomstgruppen efter j¨ amf¨ ort med f¨ ore reformen v¨ antas leda till en minskning p˚ a i genomsnitt 0,04 procentenheter av andelen dagar uttagna av m¨ an d˚ a ¨ ovriga variabler h˚ alls konstanta. Motsvarande minskning f¨ or privat sektor ¨ ar 0,09 procentenheter och effekten ¨ ar som v¨ antat tydligare i privat sektor. Detta kan vara ett resultat av att statlig sektor, d¨ ar arbetstagare oftare har gener¨ osa avtal om f¨ or¨ aldral¨ on, uteslutits. ¨ Ovriga parameterskatt- ningar visar inga st¨ orre skillnader i p˚ averkan p˚ a de beroende variablerna.

Resultatet av denna unders¨ okning tyder d¨ armed p˚ a att ekonomiska inci- tament har betydelse f¨ or f¨ ordelningen av uttaget, men h¨ ojningen av taket har enligt genomf¨ ord unders¨ okning inte haft den p˚ averkan som f¨ orutsp˚ addes. Att andelen dagar uttagna av m¨ an minskar i och med reformens inf¨ orande kan bero p˚ a ett antal olika saker. En st¨ orre andel m¨ an i den inkomstgrupp som antas p˚ averkas av reformen kan inneb¨ ara att ocks˚ a andelen kvinnor i denna grupp ¨ ar st¨ orre. En minskning i andel dagar uttagna av m¨ an kan d˚ a vara en effekt av att kvinnor i samma inkomstgrupp p˚ averkas mer av h¨ ojningen av taket, i den meningen att de v¨ aljer att ta ut en st¨ orre andel ¨ an vad de hade gjort utan reformen. En ytterligare aspekt kan vara att antalet dagar uttagna av m¨ an faktiskt ¨ okade, men att detta inte syns i unders¨ okningen d˚ a fokus ¨ ar andelen dagar uttagna av m¨ an. Kvinnorna kan ha ¨ okat sitt uttag mer ¨ an m¨ annen. Att kvinnorna ¨ okat sitt uttag av antal dagar skulle kunna bero p˚ a h¨ ojningen av taket men ocks˚ a p˚ a den samtidiga ˚ atg¨ arden g¨ allande h¨ ojning av ers¨ attningsniv˚ an. Detta hade kunnat studeras n¨ armare med hj¨ alp av individdata.

Avsaknaden av individdata kan ¨ aven inneb¨ ara att reformens effekt p˚ a vissa grupper av m¨ an och familjer missas. M¨ ojligheten att vissa blir mer j¨ amst¨ allda och andra mindre har d¨ armed inte kunnat iakttas. En ytterligare svaghet med denna unders¨ okning ¨ ar att de oberoende variablerna inte kunnat s¨ arskiljas f¨ or privat sektor. N˚ agot som ocks˚ a b¨ or kommenteras ¨ ar antagandet att an- delen dagar m¨ an tar ut inte p˚ averkar deras inkomstniv˚ a. Det ¨ ar m¨ ojligt att den kausala riktningen ¨ ar den omv¨ anda, vilket inte tagits h¨ ansyn till i denna unders¨ okning.

En slutsats som kan dras ¨ ar att ekonomiska incitament verkar vara ett

mycket trubbigt instrument, i alla fall n¨ ar det g¨ aller j¨ amst¨ alldhetspolitiska

syften. Resultatet tyder p˚ a att n˚ agot annat p˚ averkar f¨ ordelningen av dagar

med f¨ or¨ aldrapenning. Strukturer och vad som v¨ antas av en mamma respektive en pappa kan vara det som faktiskt avg¨ or n¨ ar beslutet om f¨ ordelningen ska tas. Detta inneb¨ ar att andra eller ytterligare policy˚ atg¨ arder kan beh¨ ovas f¨ or att uppn˚ a uttalade j¨ amst¨ alldhetspolitiska syften.

Genom att anv¨ anda genomsnittlig data p˚ a kommunniv˚ a utel¨ amnas en del

av variationen i de studerade variablerna, individspecifik data hade d¨ arf¨ or varit

att f¨ oredra. Denna unders¨ okning indikerar dock att humankapitalteorin inte

ensamt kan f¨ orklara det oj¨ amna uttaget. Den ekonomiska ers¨ attningen verkar

ha en p˚ averkan p˚ a f¨ ordelningen men ¨ ar troligtvis inte den enda avg¨ orande

faktorn n¨ ar det kommer till den oj¨ amna f¨ ordelningen av f¨ or¨ aldrapenningdagar

mellan m¨ an och kvinnor.

Referenser

Ahrne, G. & Roman, C. (1997). Hemmet, barnen och makten - f¨ orhandlingar om arbete och pengar i familjen. SOU 1997:139.

Albrecht, J. W., Edin, P-A., Sundstr¨ om, M. & Vroman, S. B. (1999).

Career Interruptions and Subsequent Earnings: A Reexamination Using Swedish Data. The Journal of Human Resources, 34(2), sid. 294-311.

Amilon, A. (2007) On the sharing of temporary parental leave: The case of Sweden. Review of Economics of the Household, 5, sid. 385 - 404.

Berggren, S. & Duvander, A-Z. (2003). Tema: Mamma, pappa, barn - tid och pengar. Socialf¨ ors¨ akringsboken 2003, sid. 11-78.

Borjas, G.J. (2013). Labor economics. 6. uppl. New York: McGraw Hill.

Duvander, A-Z. (2006). F¨ or¨ aldrarnas anv¨ andning av f¨ or¨ aldraf¨ ors¨ akringen.

F¨ ors¨ akringskassan analyserar 2006:5, sid. 23-38.

Eriksson, H. (2011). The gendering effects of Sweden’s genderneutral care leave policy. Population Review, 50(1), sid. 156-169.

Finansdepartementet. (2005). Utgiftsomr˚ ade 12 Ekonomisk trygghet f¨ or familjer och barn. (Regeringens proposition 2005/06:1). Stockholm: Re- geringskansliet.

F¨ ors¨ akringskassan. (2014a). Socialf¨ ors¨ akringen i siffror, 2014.

F¨ ors¨ akringskassan. (2014b). Faktablad 4070:F¨ or¨ aldrapenning, uppdaterat 2014-11-07.

F¨ ors¨ akringskassan. (2013). Socialf¨ ors¨ akringsrapport 2013:8 De j¨ amst¨ allda f¨ or¨ aldrarna - Vad ¨ okar sannolikheten f¨ or ett j¨ amst¨ allt f¨ or¨ aldrapenninguttag?

F¨ ors¨ akringskassan. (2011a). Socialf¨ ors¨ akringsrapport 2011:13 F¨ or¨ aldrapenning - b˚ ada f¨ or¨ aldrarnas f¨ ors¨ akring?

F¨ ors¨ akringskassan. (2011b). Socialf¨ ors¨ akringsrapport 2011:11 Soci-

alf¨ ors¨ akringstaket och f¨ or¨ aldral¨ on - ekonomi vid f¨ or¨ aldraledighet.

F¨ ors¨ akringskassan. (2010). F¨ or¨ aldrapenning - f¨ ors¨ akringsutveckling och analys, dnr 031780-2010.

Gujarati, D.N. & Porter D.C. (2009). Basic econometrics. 5. uppl. New York: McGraw Hill.

Inspektionen f¨ or socialf¨ ors¨ akringen. (2012). Rapport 2012:4 Ett j¨ amst¨ allt uttag? Reformer i f¨ or¨ aldraf¨ ors¨ akringen.

Mincer, J. (1958). Investment in Human Capital and Personal Income Distribution. Journal of Political Economy, 6(4), sid. 281-302.

Mincer, J. & Ofek, H. (1982). Interrupted Work Careers: Depreciation and Restoration of Human Capital. The Journal of Human Resources, 17(1), sid. 3-24.

Socialdepartementet. (2006). H¨ ojt inkomsttak vid ber¨ akning av sjukpen- ninggrundande inkomst och h¨ ojd l¨ agstaniv˚ a f¨ or hel f¨ or¨ aldrapenning.

(Regeringens proposition 2005/06:142). Stockholm: Regeringskansliet.

Statistiska centralbyr˚ an (2014). Statistisk ˚ arsbok 2014.

Sundstr¨ om, M. & Duvander, A-Z. (2002). Gender Division of Childcare and the Sharing of Parental Leave among New Parents in Sweden.

European Sociological Review, 18(4), sid. 433-447.

Thoursie, A. (2005). F¨ or¨ aldraf¨ ors¨ akringens effekter p˚ a syssels¨ attning och

l¨ oner - olika f¨ or kvinnor och m¨ an? SOU 2005:73, Bilaga 7, sid. 193-288.

Appendix A

Tabell 5: Konfidensintervall f¨ or parameterskattningar.

Undre gr¨ans, totalt

Ovre¨ gr¨ans, totalt

Undre gr¨ans, privat sektor

Ovre¨ gr¨ans, privat sektor Ink.grupp

*reform 2006

-0,07 -0,01 -0,15 -0,03

Ink.grupp -0,10 -0,04 -0,09 0,03

Reform

2006 0,01 0,02 0,01 0,04

Utb.

kvinnor 0,24 0,43 0,19 0,63

Inkomst

m¨an 0,00 0,00 0,00 0,00

˚Alder

kvinnor 0,00 0,00 0,00 0,00

Reform

2002 0,02 0,02 0,02 0,03

Tid 0,00 0,00 0,00 0,01

(a)

(b)

Figur 4