Vem tar hand om barnet?: En studie av mäns uttag av ersättning för vård av sjukt barn

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.

Innehållsförteckning

1 Inledning ...4

2 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 Beskrivning av variabler...11

3.2 Deskriptiv statistik ...13

4 Tillvägagångssätt ...14

4.1 Modeller...16

4.2 Diskussion kring tillvägagångssättet ...17

5 Fördelning av VAB inom den traditionella kärnfamiljen ...18

5.1 Analys kring fördelningen av VAB...21

6 Diskussion kring uppsatsens resultat...22

7 Slutord...26

8 Referenser ...27

9 Bilagor ...31

9.1 Regressioner ...31

9.2 Antaganden för fixa effekter...33

9.3 Prediktion av alla barn boende i traditionell kärnfamilj ...34

9.4 Elasticitet ...34

Tabellförteckning

Tabell 2 Deskriptiv statistik år 1999-2004 ...14

Tabell 3 Resultat av modell 1 ...19

Tabell 4 Resultat av modell 2 ...19

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

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)

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

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 Kvinnor Män

Föräldrapenning 78 22

Tillfällig föräldrapenning 59 41

Vård av sjukt barn 64 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)

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).

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

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)

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

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

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.

Tabell 2 Deskriptiv statistik år 1999-2004

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

Variabler Medelvärde Median Standardavvikelse Min Max

Förväntat tecken Andel nettodagar för

VAB män 0.37 0.36 0.04 0.24 0.52 X

Andel barn boende i

kärnfamilj 0.78 0.78 0.04 0.64 0.9 +

Andel barn med utländsk

bakgrund 0.09 0.07 0.06 0.01 0.48 -

Andel män med

gymnasial utbildning 0.35 0.35 0.03 0.18 0.44 +

Andel kvinnor med

gymnasial utbildning 0.33 0.33 0.02 0.19 0.39 +

Andel män med

eftergymnasial utbildning 0.12 0.11 0.05 0.06 0.37 +

Andel kvinnor med

eftergymnasial utbildning 0.15 0.14 0.05 0.08 0.41 +

Förvärvsinkomst män 220.9 215.3 35.56 159.0

511.3 -

Förvärvsinkomst kvinnor 155.04 153.2 19.06 120.1

254.6 +

Ålder första barnets

födelse män 30.3 30.27 1.14 26.08

35.41 +

Ålder första barnets

födelse kvinnor 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.

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 i. Den fixa modellen innebär att den kommunspecifika faktor, i, elimineras. En enkel regression med endast en förklarande variabel transformeras via den fixa modellen enligt nedan:

Den enkla modellen

it it i

it x u

y

Medelvärdet för samtliga variabler över tiden yi = i + xi + ui

Subtrahera för att eliminera den kommunspecifika faktorn _i y - y= (xit - x i )+ i - i + uit - ui = (xit - x i )+ uit - ui

(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).

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

uit

amilj barnikärnf

VABmän ₁

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

uit

komstkv förvärv

komstmän förvärv

etkv förstabarn etmän

förstabarn

tblkv eftergymnu tblmän

eftergymnu gymnutblkv

n gymnutblmä

skbakgrund barnutländ

amilj barnikärnf VABmän

) sin

ln(

) sin

ln(

) ln(

) ln(

10

9 8

7

6 5

4 3

2 1

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 uit

amilj barnikärnf

1

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

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

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:

Tabell 3 Resultat av modell 1⁶

Variabler Förväntat tecken Utfall

Andel barn boende i kärnfamilj + 0.11**

(0.04)

**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 + 0.08**

(0.03)

Andel barn med utländsk bakgrund - - 0.11*

(0.06)

Andel män med gymnasial utbildning + 0.25

(0.19)

Andel kvinnor med gymnasial utbildning + - 0.47**

(0.2)

Andel män med eftergymnasial utbildning + 0.55*

(0.29) Andel kvinnor med eftergymnasial utbildning + - 0.51***

(0.14)

Förvärvsinkomst män - - 0.08*

(0.05)

Förvärvsinkomst kvinnor + -0.04

(0.12)

Ålder första barnets födelse män + - 0.00

(0.03)

Ålder första barnets födelse kvinnor + - 0.01

(0.03)

*signifikant på tioprocentsnivån, **signifikant på fem procentsnivån.

***signifikant på enprocentsnivån

Siffror inom parentes avser robusta standardfel

6 Se bilaga Regressioner

7 Se bilaga Regressioner

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

9 Se bilaga Prediktion av alla barn boende i traditionell kärnfamilj

10 Se bilaga Elasticitet

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

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

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