Universiteit Antwerpen Faculteit Politieke en Sociale Wetenschappen Master Sociologie Academiejaar 2012-2013
Genderongelijkheid in de Verdeling van Huishoudelijk Werk in Comparatief en Levensloopperspectief
Promotor: Prof. dr. Karel Neels Medebeoordelaar: Prof. dr. Ive Marx
Scriptie voorgelegd met het oog op het behalen van de graad van Master Sociologie
Tine Kil
Juni 2013
Samenvatting De bedoeling van dit onderzoek was om na te gaan hoe de genderongelijkheid in de verdeling van huishoudelijk werk varieert voor verschillende fasen van de familiale levensloop en of die verschilt naargelang de culturele en institutionele context waarin men zich bevindt. Aan de hand van data uit de European Social Survey (ESS5, 2010) zijn er 24045 samenwonende koppels van verschillend geslacht uit 24 Europese landen met elkaar vergeleken. Via multilevelanalyses is bekeken hoe de verdeling van huishoudelijk werk doorheen de levensloop beïnvloed wordt door (1) tijdsbeschikbaarheid, relatieve machtsprocessen en genderideologie en (2) de culturele en beleidscontext (gendercultuur, full time kinderopvang, beschikbaarheid ouderschapsverlof voor mannen en neutraliteit van het belastingssysteem) en (3) of contextvariabelen van invloed zijn op de mate waarin deze individuele factoren een rol spelen. Uit de resultaten kwam naar boven dat huishoudelijk werk het minst gelijk verdeeld wordt bij koppels met inwonende kinderen en het meest gelijk bij jonge koppels zonder inwonende kinderen. Verder bleek tijdsbeschikbaarheid voor koppels in alle levensloopfasen van groot belang in de verdeling van huishoudelijk werk. Relatieve machtsprocessen spelen een grotere rol bij koppels met kinderen, terwijl genderideologie dan weer de grootste invloed uitoefent bij koppels zonder kinderen. Van de macrovariabelen bleek vooral een progressieve nationale gendercultuur significant positieve effecten te hebben op de gendergelijkheid. Uit de analyse van de interactie-effecten kwam naar voor dat jonge koppels met kinderen en progressieve genderideologie er beter in slagen om hun ideeën in realiteit om te zetten in een land met een progressieve nationale gendercultuur en meer full time kinderopvang. Sleutelwoorden: gender, huishoudelijk werk, levensloop, institutionele context, cultuur, gezinsbeleid.
Inhoudstafel 1.
2.
Inleiding........................................................................................................................................... 1 1.1.
De spanning tussen publieke en private gendergelijkheid....................................................... 1
1.2.
Maatschappelijke relevantie .................................................................................................... 2
1.3.
Academische relevantie ........................................................................................................... 3
Theoretisch kader ............................................................................................................................ 3 2.1.
Huishoudelijk werk en de evolutie van de verdeling ervan..................................................... 3
2.2.
Theorieën over de individuele determinanten van de verdeling van huishoudelijk werk ....... 4
2.3.
Een levensloopbenadering van de gegenderde verdeling van huishoudelijk werk ................. 5
2.4.
De invloed van nationale context ............................................................................................ 8
2.4.1.
De invloed van publieke gendergelijkheid ...................................................................... 8
2.4.2.
De invloed van beleidscontext......................................................................................... 9
2.4.3.
De verwevenheid van de maatschappelijke, beleids- en culturele context .................... 11
3.
Onderzoeksvragen ......................................................................................................................... 12
4.
Methode ......................................................................................................................................... 13 4.1.
Data ....................................................................................................................................... 13
4.2.
Afhankelijke variabele........................................................................................................... 15
4.3.
Onafhankelijke variabelen ..................................................................................................... 16
4.3.1.
Microvariabelen............................................................................................................. 16
4.3.2.
Macrovariabelen ............................................................................................................ 18
4.4. 5.
Analyse .................................................................................................................................. 21
Resultaten ...................................................................................................................................... 22 5.1.
Het nulmodel ......................................................................................................................... 22
5.2.
Verklaringen op individueel niveau ...................................................................................... 23
5.3.
Verklaringen op nationaal niveau .......................................................................................... 25
5.4.
Interactie tussen de verschillende niveaus ............................................................................. 27
6.
Conclusie en discussie ................................................................................................................... 30
7.
Bibliografie.................................................................................................................................... 32
1. Inleiding 1.1.
De spanning tussen publieke en private gendergelijkheid
De laatste 50 jaar is de vrouwelijke participatie aan hoger onderwijs en arbeidsmarkt sterk gestegen en is de gemiddelde verdeling van betaald werk tussen partners gelijker geworden (Crompton, 1999). De gelijkere verdeling van betaald werk is slechts gedeeltelijk gecompenseerd door een gelijkere verdeling van huishoudelijk werk en kinderzorg (Altintas, 2009; Lachance-Grzela & Bouchard, 2010). De gemiddelde Europese vrouw verricht onafhankelijk van haar arbeidssituatie, kinderaantal of burgerlijke staat de meerderheid van het huishoudelijk werk binnen haar gezin (Altintas, 2009). Er is echter wel sprake van een toenemende convergentie in tijdsgebruik op vlak van huishoudelijk werk tussen mannen en vrouwen, maar dit is veeleer het resultaat van een daling van de tijd die de vrouw spendeert aan het huishouden, eerder dan van een substantiële stijging van de bijdrage van de man (Gershuny, 2000). Het ‘male breadwinner/female carer’-model veronderstelt een gegenderde verdeling van betaald en huishoudelijk werk en is één van de basisassumpties waarop de meeste WestEuropese na-oorlogse welvaartstaten ontwikkeld zijn (Pascall & Lewis, 2004). In het midden van de 20ste eeuw was het merendeel van de sociale en economische instituties dan ook gebaseerd op het mannelijk kostwinnermodel als universele institutie voor families (McDonald, 2000b). Zo had het onderwijs als doel om een volgende generatie mannen als kostwinners te socialiseren, was er op de arbeidsmarkt sprake van hogere lonen voor mannen en andere selectiemechanismen die mannen bevoordeelden en kende de overheid geen rol in kinderopvang aangezien getrouwde vrouwen thuis bleven om deze rol op zich te nemen. De voorbije decennia is er in verschillende instituties van de samenleving een verschuiving merkbaar van het mannelijk kostwinnermodel richting het ‘gender equity’ model. ‘Gender equity’ houdt in dat gender geen determinant is van wie binnen een relatie verantwoordelijk is voor het uitvoeren van betaald werk, huishoudelijk werk en kinderzorg. Deze verschuiving kent verschillende snelheden in verschillende instituties. De assumptie van het mannelijk kostwinnermodel is grotendeels verdwenen uit instituties zoals onderwijs en arbeidsmarkt 1. Instituties die verband houden met familie en ouderschap kennen een veel tragere aanpassing aan de nieuwe realiteit. Goldscheider stelt dan ook dat de revolutie richting gendergelijkheid in twee fasen verloopt (Goldscheider, 2000; Goldscheider, Olah, & Puur, 2010). In de eerste fase is er sprake van een toename van gendergelijkheid in de publieke sfeer waarbij de vrouwelijke arbeidsmarktparticipatie toeneemt als reactie op hogere scholing, lagere vruchtbaarheid en een hogere levensverwachting. In de tweede fase neemt de gendergelijkheid toe in de private sfeer van de familie en informele zorg. Wanneer fase 1 voltrokken is, terwijl dit nog niet geval is voor fase 2, bestaat er een incompatibiliteit tussen het publieke en private leven die voor een druk op de vruchtbaarheid en algemene familiale stabiliteit kan zorgen. Terwijl de beweging richting gender equity zich de voorbije eeuw snel heeft voltrokken in individueel geöriënteerde instituties zoals het rechtssysteem (recht op 1
Hoewel ook op de arbeidsmarkt en in het onderwijs sprake is van gendersegregatie, discriminatie, een loonkloof, et cetera.
1
gelijk loon voor gelijk werk), is dit binnen de familie en familiegeoriënteerde instituties (organisatie van school- en werkuren, mogelijkheden ouderschapsverlof, kinderopvang, rusthuizen, ...) veel minder het geval (McDonald, 2000a). Het eerste deel van de genderrevolutie waarbij vrouwen toetreden tot de publieke sfeer van onderwijs, arbeidsmarkt en politiek, is dus grotendeels voltrokken (Bernhardt, Noack, & Lyngstad, 2008). Het tweede deel van de genderrevolutie houdt in dat mannen toetreden tot de private sfeer en dat ook de verantwoordelijkheid voor het huishouden en kinderzorg gedeeld wordt. Dit is nog niet echt het geval.
1.2.
Maatschappelijke relevantie
Er bestaat dus een assymetrie tussen gendergelijkheid in het publieke en private domein die ervoor kan zorgen dat werkende vrouwen geconfronteerd worden met een dubbele dagtaak van betaald werk en huishoudelijk werk en kinderzorg. De spanning tussen gendergelijkheid op publiek en privaat niveau werd al eerder aangekaart door Hochschild and Machung (1989) met de term ‘second shift’. Op basis van kwantitatief onderzoek in Vlaanderen blijkt echter dat er niet zozeer sprake is van een dubbele werklast, maar eerder van een dubbele verantwoordelijkheid (Elchardus & Glorieux, 1994; Glorieux, Mestdag, & Minnen, 2006). De tijd die vrouwen en mannen gemiddeld wekelijks in totaal spenderen aan betaald werk, huishoudelijk werk en kinderzorg zou bijna gelijk lopen. De totale werklast van vrouwen zou maar een beetje groter zijn dan die van mannen, maar wel gelijker gespreid zijn over gezinsen betaalde arbeid. Vrouwen trachten de verschillende rollen dus in grotere mate te combineren, wat kan leiden tot rolconflicten en –overlast, meer noodzaak aan planning en een hogere tijdsdrukervaring. Een ongelijke huishoudelijke taakverdeling beperkt verder de mogelijkheden van vrouwen om een grotere rol in de professionele, sociale en politieke sfeer in te nemen (Poeschl in Lachance-Grzela & Bouchard, 2010). Ze maakt vrouwen ook kwetsbaar voor armoede en economische onzekerheid (Koelet, 2005). Het voortbestaan van de traditionele genderverdeling van huishoudelijke arbeid heeft significante en dynamische gevolgen voor genderverschillen in loon, carrièreverwachtingen en beschikbaarheid van diensten van de welvaartstaat doorheen de levensloop (Anxo, Bosch, & Rubery, 2010). Een ongelijke verdeling van huishoudelijk werk vergroot ook de kans op ontevredenheid hierover, wat op zijn beurt verband houdt met een laag psychologisch welzijn, minder gepercipieerde sociale steun en huwelijkinstabiliteit (Claffey & Manning, 2010). Hoewel de gegenderde verdeling van huishoudelijk werk een universeel gegeven lijkt in het ontwikkelde Westen, bestaan er verschillen tussen landen naargelang beleids- en sociale context. Het genderverschil in tijdsbesteding kan afhankelijk zijn van elementen als kenmerken van het ouderschapsverlofsysteem, de beschikbaarheid en kost van publieke kinderopvang, de voorziening van zorg voor bejaarden en de vormgeving van belastings en gezinsbeleid. Ook sociale normen kunnen een invloed hebben op de genderverschillen tussen landen. In een omgeving waar het traditioneel mannelijk broodwinnermodel dominant is, zullen mannen en vrouwen het probleem van de werk-leven balans anders percipiëren.
2
1.3.
Academische relevantie
De micro-factoren die de verdeling van huishoudelijk werk beïnvloeden zijn de voorbije decennia uitgebreid onderzocht. Met onderzoek naar de invloed van nationale context is men recenter van start gegaan. Onderzoek naar de invloed van nationale context op de gegenderde verdeling van huishoudelijk werk vanuit een levensloopperspectief is eerder beperkt. Enkel Anxo et al. (2011) hebben dit al onderzocht. Zij maakten echter geen onderscheid tussen huishoudelijk werk en kinderzorg, hoewel uit voorgaand onderzoek blijkt dat deze twee conceptueel verschillend zijn (Ishiikuntz & Coltrane, 1992). Verder ging het hier om een comparatief onderzoek waarin vier institutioneel zeer verschillende landen vergeleken werden. De resultaten van hun onderzoek zijn dus eerder beschrijvend dan verklarend. De bedoeling van dit onderzoek is daarom om nagaan hoe de genderongelijkheid in de verdeling van huishoudelijk werk varieert in verschillende fasen van de familiale levensloop en of deze verschilt naargelang de sociale en insitutionele context waarin men zich bevindt. De gegenderde taakverdeling van huishoudelijk werk zal dus in de eerste plaats benaderd worden vanuit een levensloopperspectief. Hierbij wordt uitgegegaan van het ‘life stage principle’ dat stelt dat de invloed van historische gebeurtenissen, sociale en beleidscontext verschilt naargelang de levensfase waar het individu of de familie zich in bevindt (Moen & Sweet, 2004; Swisher, Sweet, & Moen, 2004). De levensloop wordt bekeken als een sequentie van gebeurtenissen en keuzes die individueel en sociaal geconstrueerd zijn (Anxo et al., 2010). Meer specifiek is aan de hand van data van European Social Survey 5 (2010) en via multilevelanalyse nagegaan hoe de verdeling van huishoudelijk werk doorheen de levensloop beïnvloed wordt door (1) tijdsbeschikbaarheid, relatieve machtsprocessen en genderideologie, (2) de culturele en beleidscontext en (3) of contextvariabelen van invloed zijn op de mate waarin deze individuele factoren een rol spelen.
2. Theoretisch kader 2.1.
Huishoudelijk werk en de evolutie van de verdeling ervan
Zoals in de inleiding al aangehaald werd zijn huishoudelijk werk en kinderzorg wederzijds afhankelijk, maar conceptueel verschillend van elkaar (Ishiikuntz & Coltrane, 1992). Ze zijn wederzijds afhankelijk aangezien personen die meer participeren aan de ene activiteit ook meer participeren aan de andere. De verdeling van huishoudelijk werk kan daarom tot op een bepaald niveau geïntegreerd worden in het verklarend raamwerk van de verdeling van kinderzorg (Pfau-Effinger, 2010). Huishoudelijk werk zit – in termen van ideeën over de rol van gezinsleden en de manier waarop kinderopvang verdeeld is volgens de gegenderde arbeidsverdeling binnen het gezin – vaak geïntegreerd in hetzelfde complex van culturele waarden als kinderzorg. De twee activiteiten zijn conceptueel verschillend aangezien de verklarende factoren een verschillende invloed hebben op de participatie eraan. Kinderzorg valt niet onder dezelfde categorie als huishoudelijk werk, aangezien de zorg voor kinderen meer emotionele bevrediging teweegbrengt, de standaarden ervan niet zomaar verlaagd kunnen worden en kinderzorg niet volledig uitbesteed kan worden en minder elastisch is. Het concept valt ook moeilijker af te bakenen omdat kinderzorg vaak wordt uitgeoefend als secundaire activiteit (Altintas, 2009; Pfau-Effinger, 2010). Daarom is in dit onderzoek enkel 3
de verdeling van huishoudelijk werk als indicator voor gendergelijkheid binnen het huishouden gebruikt. De laatste decennia is de gemiddelde tijd die vrouwen – vooral wanneer ze werken – spenderen aan huishoudelijk werk gedaald in de Verenigde Staten en Europa (Bianchi, Milkie, Sayer, & Robinson, 2000; Gershuny, 2000). Dit valt te wijten aan technologische veranderingen in huishoudtoestellen, een daling van de gemiddelde gezinsomvang, de dalende opportuniteitskost van huishoudelijk werk boven betaald werk voor vrouwen (Dex, 2010) en de mogelijkheid tot outsourcing van huishoudelijke diensten die door de publieke sector en de markt beschikbaar gesteld worden (Anxo et al., 2010). Deze ontwikkeling heeft vooral plaatsgevonden op vlak van routineus huishoudelijk werk zoals koken en schoonmaken. De gemiddelde tijd die mannen spenderen aan huishoudelijk werk zou licht gestegen zijn, maar blijft sterk onder die van vrouwen liggen. Volgens Gershuny (2000) is er sprake van crossnationale genderconvergentie in tijdsgebruik. In alle geïndustrialiseerde landen die hij onderzocht heeft, zou de vrouw gemiddeld meer onbetaald dan betaald werk verrichten en de man meer betaald dan onbetaald werk. Er zou wel sprake zijn van een convergerende trend richting een evenwichtige genderverdeling van betaald en onbetaald werk. De genderconvergentie in tijdsgebruik wijst uit dat de levensloop van mannen en vrouwen steeds meer op elkaar lijkt (Esping-Andersen, 2002). Levenslange tewerkstelling is de norm geworden voor iedereen ongeacht geslacht (en dan vooral in Noord-Amerika en Scandinavische landen). Anderzijds is er onder invloed van de flexibilisering van de arbeidsmarkt sprake van een erosie van de conventionele, stabiele, lineaire mannelijke levensloop, waardoor de mannelijke levensloop een meer onderbroken karakter krijgt en dichter aanleunt bij de arbeidsbiografie van vrouwen. Onderzoek van Geist and Cohen (2011) bevestigt ook dat er sprake is van een internationaal convergerende trend. In landen die gekenmerkt werden door een meer traditionele verdeling van arbeid is de verdeling van huishoudelijk werk in het laatste decennium van de 20ste eeuw in sterkere mate verschoven richting gendergelijkheid, waardoor ook de cross-nationale verschillen in de verdeling van huishoudelijk werk kleiner geworden zijn. Ondanks deze trends richting convergentie blijven verschillen bestaan en is onderzoek naar deze verschillen relevant.
2.2.
Theorieën over de individuele determinanten van de verdeling van huishoudelijk werk
Individuele determinanten van de huishoudelijke taakverdeling zijn uitgebreid onderzocht. Binnen de literatuur kunnnen drie belangrijke benaderingen geïdentificeerd worden: ‘time availability’, ‘resource dependency’ en ‘gender ideology’. ‘Time availability’ - Becker (1981) verklaart de verdeling van huishoudelijk werk vanuit een rationeel economisch perspectief. Hij stelt dat gezinnen hun nut trachten te maximaliseren door taken op een zo efficiënt mogelijke manier te verdelen. Ieder lid moet zich daarom specialiseren in datgene waarin hij het beste is; betaalde of huishoudelijke arbeid. De productiviteit is afhankelijk van biologische factoren, differentiële ervaringen en investeringen in ‘human capital’ over de levensloop. Die maken dat mannen zich beter bezighouden met betaalde arbeid en vrouwen met huishoudelijke arbeid en dit best ook blijven doen. Een variant op dit thema en meer actueel perspectief is dat van ‘time 4
availability’. De verdeling van huishoudelijk werk is in dit opzicht afhankelijk van de tijd die de partners beschikbaar hebben. De partner die het minste tijd spendeert aan andere taken en meer thuis is, zal daarom meer tijd spenderen aan huishoudelijk werk. De tijd die iemand spendeert op de arbeidsmarkt en de tijd die overblijft om aan huishoudelijk werk te spenderen zijn in dit geval de belangrijkste determinanten. ‘Relative resources’ - De tweede benadering benadrukt het belang van ‘relative resources’. Huishoudelijk werk is vanuit dit opzicht een vervelende taak waarvan de verdeling tot stand komt als resultaat van onderhandeling. Deze onderhandelingen nemen de vorm aan van een machtsstrijd: de partner die zich in de beste onderhandelingspositie bevindt – gebaseerd op materiële middelen – kan zijn of haar deel van het huishoudelijk werk naar believen inperken (Brines, 1993). De notie van ‘economic dependency’ sluit hier deels bij aan; vrouwen gaan in dit opzicht een contract aan waarin ze huishoudelijke arbeid inruilen voor economische steun van de mannelijke kostwinner. ‘Gender ideology’ - De derde benadering bekijkt de verdeling van huishoudelijk werk als het resultaat van ‘gender ideology’. Vanuit dit opzicht zullen vrouwen met een traditionele attitude op vlak van genderrolpatronen die het ‘male breadwinner/female carer’-ideaal ondersteunt, een groter deel van de huishoudelijke taken op zich nemen (en omgekeerd zulllen ook mannen met een traditionele attitude minder taken verrichten). Deze genderideologie wordt bekeken als het resultaat van socialisatie in de rol die verbonden is aan de geslachtscategorie waartoe men behoort. Een variant hierop is het genderconstructie/‘doing gender’-perspectief. Vanuit dit oogpunt is huishoudelijk werk een proces waarmee individuen hun genderidentiteit definiëren. West and Zimmerman (1987) bekijken gender als een geheel van routines die ingebed zijn in de alledaagse interactie. Gender is dus een gedrag dat constant uitgeoefend en bevestigd moet worden in de interactie met anderen. De eerste twee benaderingen benadrukken het belang van instrumentele redenen. Het is belangrijk om hier steeds rekening te houden met de mogelijkheid van omgekeerde causaliteit. Zo is het bijvoorbeeld ook zo dat mannen net doordat ze minder taken opnemen in het huishouden, de mogelijkheid hebben om meer tijd te investeren in de ontwikkeling van hun loopbaan en over meer economische middelen en onderhandelingsmacht beschikken dan hun partner, wat volgens de eerste twee perspectieven de ongelijke verdeling van huishoudelijk werk net verklaart. Uit een overzicht van de literatuur van Lachance-Grzela and Bouchard (2010) blijkt dat de verdeling van huishoudelijk werk een complex proces is dat het best begrepen kan worden door een combinatie van bovenstaande factoren. Het is ook vooral de bijdrage van de vrouw die gevat wordt door deze benaderingen, de bijdrage van de man aan het huishouden is minder variabel.
2.3.
Een levensloopbenadering van de gegenderde verdeling van huishoudelijk werk
De levensloopbenadering kan gebruikt worden als een heuristisch conceptueel instrument om de interafhankelijke trajecten van individuen, sociale groepen en instituties doorheen de tijd te bestuderen (Anxo et al., 2010). Een levenstraject wordt vanuit dit opzicht bekeken als een sequentie van gebeurtenissen die elkaar onderling beïnvloeden en dat zowel individueel als 5
sociaal geconstrueerd is. Er bestaat (zeker vandaag) een grote diversiteit in levensloopkeuzes en –patronen binnen samenlevingen. Maar op nationaal vlak spelen de sociale structuur en instituties nog steeds een rol in de vorming van individuele beslissingen en de productie van verschillende kansen en uitkomsten naar leeftijd, geslacht, klasse en generatie die niet verklaard kunnen worden door individuele voorkeuren. Levenskeuzes en –trajecten kunnen veranderd of omgekeerd worden door een geheel van institutioneel beschikbare mogelijkheden. Denk bijvoorbeeld aan het verband tussen de nationale vruchtbaarheidsheidsratio en vrouwelijke tewerkstellingcijfers. Terwijl dat voor de jaren 1980 negatief was, bestaat er tegenwoordig een positief verband. Dit positief verband is volgens Esping-Andersen (2002) het resultaat van beleid dat de combinatie van arbeid en gezin aansterkt in sociaal democratische landen en het gebrek aan dit soort beleid in zuiderse landen. De compatibiliteit van arbeid en gezin is deels afhankelijk van de institutionele steun en bepaalt dus mee de keuze voor een job of kinderen en de mogelijkheid tot combinatie ervan. Voor dit onderzoek zal de levensloop benaderd worden vanuit het klassieke idee van de ‘family cycle’ van Glick (in Buhlmann, Elcheroth, & Tettamanti, 2010). Hij stelt dat families door een sequentie van typische levensfasen gaan op normatief afgebakende leeftijden en maakt hierin een onderscheid tussen ‘marriage’, ‘child bearing’, ‘children leaving home’ en ‘dissolution of the family’. Later is zijn sequentiële typologie verfijnd door het toevoegen van categorieën die verschillen naargelang leeftijd en de institutionele plaats van kinderen zoals ‘families met voorschoolse kinderen’, ‘families met schoolkinderen’, ‘families met tieners’ en ‘lege nest-families’. Deze conceptualisering is vandaag minder actueel, aangezien de levensfasen in de hedendaagse samenleving diverser zijn. Maar toch kan de indeling nuttig zijn als heuristisch instrument, zeker wanneer de aandacht gericht is op gendergelijkheid binnen heteroseksuele koppels. Hoewel er sprake is van meer diversiteit, blijft de traditionele driedeelse sequentie van de levensloop in opleiding, tewerkstelling en pensionering dominant en is de sequentiering van de belangrijke levensfasen (single, samenwonen/trouwen, kinderen, lege nest, etc) nog steeds een evident gegeven (Anxo et al., 2010). De vorm en mate van gendergelijkheid varieert doorheen de levensloop (Anxo et al., 2010). Uit onderzoek van Anxo et al. (2011) naar de huishoudelijke taakverdeling in levensloopperspectief in Frankrijk, Italië, Zweden en de Verenigde Staten op basis van crosssectionele data blijkt dat genderverschillen in betaald werk, huishoudelijk werk, kinderzorg en vrije tijd kleiner zijn op jongere en oudere leeftijd (Anxo et al., 2011). Op beroepsactieve leeftijd zijn ze dan weer het grootst, vooral wanneer er kinderen aanwezig zijn in het gezin. Ook onderzoek van Buhlmann et al. (2010) bevestigt dat de verdeling van betaald werk het minst gelijk is wanneer er kinderen in het spel zijn. De nationale context zou wel een belangrijke rol spelen in mate waarin deze huishoudelijke taken ongelijk verdeeld zijn. De transitie naar ouderschap versterkt de genderverschillen in tijdsbesteding en dan vooral op vlak van huishoudelijk werk en kinderzorg. De “demand-these” van Coverman (1985) stelt dat hoe meer zorg thuis nodig is, hoe meer tijd er geïnvesteerd moet worden in het huishouden. De nodige zorg is meestal afhankelijk van het aantal en de leeftijd van de 6
kinderen. Hoe meer kinderen men heeft en hoe jonger ze zijn, hoe meer tijd er nodig is voor hun verzorging en dit verhoogt de combinatiedruk van arbeid en gezin. Vanuit dit perspectief past de aanwezigheid van kinderen ook binnen het ‘time availability’-perspectief. Uit onderzoek van Lundberg and Rose (1999) op basis van longitudinale data van de ‘American Panel Study of Income Dynamics’ blijkt dat ouderschap vaak gepaard gaat met een specialisatie van genderrollen in betaald en onbetaald werk. Deze specialisatiepatronen zijn wel meer van toepassing op de oudere dan de jongere geboortecohorten. Ook Martinengo, Jacob, and Hill (2010) stelden (op basis van cross-sectionale data) vast dat ouderschap een meer gegenderde verdeling van het werk- en gezinsleven met zich meebrengt. Dit betekent volgens hen niet dat de huidige generatie niet egalitair is, maar wel dat het algemeen idee van ouderschap een grotere invloed heeft dan andere culturele normen zoals genderegalitarisme. Uit onderzoek op basis van longitudinale data uit Australië (Baxter, Hewitt, & Haynes, 2008) en de Verenigde staten (Nomaguchi & Milkie, 2003) blijkt dat elke geboorte voor vrouwen een significante toename in de tijdsbesteding aan huishoudelijk werk teweegbrengt. Voor vaders zou de geboorte van een eerste kind geen verandering in de tijdsbesteding aan huishoudelijk werk teweegbrengen en vanaf het tweede kind zou de tijdsbesteding aan huishoudelijk werk van vaders zelfs verminderen (Baxter et al., 2008). In ander Amerikaans onderzoek met longitudinale data (Sanchez & Thomson, 1997) wordt dit bevestigd en blijkt de transitie naar een tweede of volgende kind gepaard gaan met een lichte verhoging van de betaalde werkuren van de vader. Deze bevindingen ondersteunen de demand-these van Coverman die stelt dat kinderen voor meer werk in het huishouden zorgen, maar dat huishoudelijk werk lijkt wel voornamelijk afgeschoven te worden op moeders. De transitie naar ouderschap lijkt op vlak van tijsbesteding dus vooral een ingrijpende gebeurtenis te zijn in het leven van vrouwen en in veel mindere mate voor mannen. Hoewel er op basis van crossectioneel onderzoek (Batalova & Cohen, 2002; Baxter, 2005) verschillen in tijdsbesteding aan huishoudelijk werk gevonden worden tussen samenwonende en getrouwde koppels, is dit bij onderzoek op basis van longitudinale data (Baxter et al., 2008; Gupta, 1999) niet het geval. De transitie van ongehuwd naar gehuwd samenwonen heeft geen invloed op de tijdsbesteding aan huishoudelijk werk. Ongehuwd samenwonende koppels en getrouwde koppels die voorhuwelijks hebben samengewoond zouden huishoudelijk werk gelijker verdelen dan koppels die meteen gehuwd zijn. Het lijkt erop dat de ongehuwde samenwoonperiode meer ruimte biedt voor onderhandeling en dat personen die ongehuwd samenwonen worden gekenmerkt door minder traditionele en meer genderegalitaire waarden en normen. Vlaams onderzoek (Koelet, 2005) toont aan dat vrouwen op beroepsactieve leeftijd (-55) en mannen op pensioenleeftijd (+55) zich sterker laten leiden door praktische overwegingen in de tijdsbesteding aan huishoudelijk werk. Dit zijn momenten wanneer gegenderde scripts voor het invullen van sociale rollen ontbreken, aangezien de rollen die ze in die levensfasen vervullen niet overeenkomen met de traditionele genderrolpatronen van de man als kostwinner en de vrouw als huisvrouw. Op die momenten is het minder duidelijk welke rol van hen verwacht wordt en is gender een ‘incomplete institution’, waardoor ze terugvallen op instrumentele motivaties om hun rol te bepalen. 7
Verder blijkt op basis van longitudinale data uit West-Duitsland dat veel koppels in het begin van hun relatie huishoudelijke arbeid gelijk trachten te verdelen (Grunow, Schulz, & Blossfeld, 2012). Maar na deze beginfase passen veel koppels de verdeling aan en wordt deze traditioneler tot er een routine ontstaat. Buhlmann et al. (2010) opperen dat dit afhankelijk is van de maatschappelijke context waarin het koppel zich bevindt. De geboorte van kinderen zou in alle landen zorgen voor een ongelijkere verdeling van arbeid, zorg en huishoudelijk werk. Maar de mogelijkheid om terug te keren naar een gelijkere verdeling van arbeid en zorg zou afhankelijk zijn van de institutionele context. In landen waar het beleid het tweeverdienermodel ondersteunt, is het gemakkelijker om de gelijke(re) verdeling van arbeid en zorg terug in te stellen. In landen waar instituties het mannelijk kostwinnermodel ondersteunen of er amper sprake is van gezinsbeleid, worden de egalitaire patronen van gendergelijkheid vaker niet hersteld. Koppels passen hun egalitaire waarden dan aan hun gedrag aan om cognitieve dissonantie te vermijden.
2.4.
De invloed van nationale context
Sinds de start van de 21ste eeuw zijn er ook verschillende onderzoeken gedaan naar het verband tussen de huishoudelijke taakverdeling en macro-indicatoren (Batalova & Cohen, 2002; Fuwa, 2004; Fuwa & Cohen, 2007; Geist, 2005; Hook, 2010; Knudsen & Waerness, 2008; Lappegård, Kjeldstad, & Skarðhamar, 2012; van der Lippe, de Ruijter, de Ruijter, & Raub, 2011). Zo is aan de hand van multilevelbenaderingen onderzocht hoe macroindicatoren als welvaartstaatregime, het voorkomen van ongehuwd samenwonenen, de ‘Gender Empowerment Measure’, BBP, vrouwelijke arbeidsparticipatie, wettelijke gendergelijkheid, publieke kinderopvang, ouderschapsverlof, en dergelijke verband houden met de verdeling van huishoudelijk werk in Westerse landen. Deze benaderingen gaan ervan uit dat het individueel gedrag van individuen wordt beïnvloed door de context waarin men zich bevindt (Altintas, 2009). De voorkeuren van individiduen en kosten van handelingen verschillen naargelang de beleidsstructuur en de socio-economische context waarin men zich bevindt. Contextvariabelen kunnen de effecten van individuele factoren mediëren en de institutionele setting waarin men leeft kan een hefboom of belemmering zijn voor de onderhandelingen tussen en de besluitvorming van partners. Een samenleving is immers meer dan een som van zijn delen alleen (Durkheim, 1951; Mortelmans & Snoeckx, 2009). Mensen leven samen, interageren, maken deel uit van een grotere gemeenschap en gedragen zich anders in verschillende instituties. Een individuele beslissing kan vanuit dit opzicht beïnvloed worden door karakteristieken van de sociale omgeving. De culturele oriëntaties van een land of regio kunnen een invloed hebben op de beslissing van individuen, onafhankelijk van hun eigen oriëntatie. Ook besluitvorming over de verdeling van huishoudelijk werk in de familie is ingebed in een sociale context en wordt beïnvloed door normen, waarden en cultuur van een bepaalde samenleving (Lappegård et al., 2012). 2.4.1. De invloed van publieke gendergelijkheid Verschillende onderzoekers hebben de invloed van gendergelijkheid op macro/publiek niveau onderzocht. Dit is vaak gebeurd aan de hand van de ‘Gender Empowerment Measure’ (GEM) van de UN (Batalova & Cohen, 2002; Fuwa, 2004) en vrouwelijke arbeidsmarktparticipatie (Fuwa, 2004; Hook, 2006, 2010). De GEM is een indicator van de professionele kansen, 8
economische macht en politieke participatie van vrouwen en de relatieve proportie vrouwen in managementfuncties en technische beroepen. De onderzoeken bevestigen dat koppels die in een meer genderegalitaire samenleving leven huishoudelijk werk relatief gelijker verdelen, zelfs na controle voor individuele kenmerken. Uit onderzoek van Knudsen and Waerness (2008) blijkt dan weer dat de GEM een significant negatief efect heeft op de absolute bijdrage van vrouwen, maar de bijdrage van mannen niet beïnvloed. Macrogendergelijkheid lijkt in dit opzicht enkel een invloed te hebben op het gedrag van vrouwen. In een meer genderegalitaire context kunnen vrouwen beter onderhandelen over hun eigen bijdrage en wordt er meer huishoudelijk werk uitbesteed of gewoon minder uitgevoerd. Hook (2006) stelt vast dat mannen meer tijd spenderen aan huishoudelijk werk in landen met een hoge vrouwelijke arbeidsmarktparticipatie onafhankelijk van de tewerkstelling van hun partner. In onderzoek van Fuwa (2004) heeft de vrouwelijke arbeidsparticipatie geen onafhankelijk effect, maar blijkt wel dat de voltijdse tewerkstelling van individuele vrouwen minder effectief is om een meer gelijke verdeling te bekomen in landen met hogere proporties van vrouwelijke tewerkstelling. Deze vaststellingen bevestigen grotendeels dat normen over de verdeling van werk beïnvloed kunnen worden door de zichtbaarheid van vrouwen in posities van publieke authoriteit en prestige (Batalova & Cohen, 2002). De aanwezigheid van vrouwen in de publieke sfeer (en dus de mate waarin fase 1 van de genderrevolutie voltrokken is) heeft een positieve invloed op gendergelijkheid in de private sfeer van de familie. 2.4.2. De invloed van beleidscontext Ook de invloed van beleid en instituties op private gendergelijkheid is onderzocht. Geist (2005) stelt vast dat koppels in conservatieve landen huishoudelijke arbeid ongelijker verdeelden dan koppels in sociaal-democratische landen. De regimes van conservatieve welvaartstaten zouden traditionele genderrollen actief aanmoedigen, terwijl sociaaldemocratische regimes aansturen op gendergelijkheid. Liberale regimes zijn heterogener en nemen een tussenpositie in. Ook gezinsbeleid kan een invloed uitoefenen op de verdeling van huishoudelijk werk. Publieke kinderopvang, die in de eerste plaats doelt op de verbetering van de werk-familiebalans, kan door middel van haar invloed op vrouwelijke tewerkstelling en financiële onafhankelijkheid ook de vrouwelijke ‘caregiver/homemaker’-rol indijken (Hook, 2006). Anderzijds zou het weinig veranderen aan de rol van de vader in het huishouden. De staat neemt enkele functies van de ‘vrouwelijke’ taken over, maar moedigt hiermee de man niet aan om meer betrokken te zijn bij kinderzorg en huishoudelijk werk. Cross-nationale analyses vinden dan ook geen significante effecten van publieke kinderopvang op de verdeling van huishoudelijk werk (Hook, 2006, 2010). Uit onderzoek van van der Lippe et al. (2011) blijkt anderzijds wel dat de publieke uitgaven aan kinderopvang een significant negatief effect hebben op de tijd die vrouwen met gemiddeld aan huishoudelijk werk spenderen, als er kinderen (<16jaar) in het spel zijn. Ouderschapsverlof zou dan weer een tegengesteld effect hebben. Aangezien het voornamelijk gebruikt wordt door moeders, kan het een meer egalitaire verdeling van huishoudelijke arbeid 9
ontmoedigen doordat het het ‘male breadwinner/female homemaker model’ aansterkt waardoor de financiële middelen en kansen op lange-termijn tewerkstelling voor vrouwen lager zijn. Onderzoek van Fuwa and Cohen (2007) komt uit op het omgekeerde resultaat, zij vinden een positief verband tussen de lengte van het ouderschapsverlof en de gelijkheid van de huishoudelijke taakverdeling. Hook (2006) nuanceert deze bevinding: enkel in landen waar vaders ouderschapsverlof kunnen opnemen, zou deze stelling gelden. Ouderschapsverlof dat beschikbaar is voor beide partners ontmoedigt specialisatie en het voortbestaan van traditionele genderrollen. In landen waar vaders geen recht hebben op ouderschapsverlof zou er een negatief verband bestaan tussen de lengte van het ouderschapsverlof en gendergelijkheid in de huishoudelijke taakverdeling. Er is dus wel wat bewijs voor het idee dat de gender- en beleidscontext een invloed kan hebben op gedrag in de familiale omgeving, maar de resultaten zijn inconsistent en de effecten zijn meestal erg klein (Lachance-Grzela & Bouchard, 2010). Aangezien huishoudelijke taken plaatsvinden in de private sfeer van het gezinsleven, kan beleid ze moeilijker beïnvloeden. Welvaartstaatbeleid is in de eerste plaats gericht op de organisatie van zorg en minder op de organisatie van huishoudelijk werk. Daarom is het effect op huishoudelijk werk eerder indirect en wordt het veroorzaakt door het relatief sterke verband tussen zorg en huishoudelijk werk voor ouders van jonge kinderen. De beleidscontext zal in dit onderzoek benaderd worden aan de hand van het conceptueel raamwerk van Saraceno and Keck (2011). Zij deelden verschillend gezinsbeleid in aan de hand van het onderscheid tussen commodificatie en decommodificatie (dewelke respectievelijk verwijzen naar onafhankelijkheid en afhankelijkheid van de markt voor behoeftebevrediging) en het onderscheid tussen ‘defamilialisation’ (ondersteuning van de onafhankelijkheid van familie), ‘supported familialism’ (ondersteuning van de zorg door en financiële veratwoordelijkheid van families) en ‘familialism by default’ (geen ondersteuning). Op basis van deze elementen classificeerden ze 16 Europese landen. Ze hielden hierbij rekening met de ‘decommodified supported familialism’ (vb: ouderschapsverlof en zorguitkering) en ‘decommodified defamilialisation’ van zorg voor ouderen en kinderen (vb: publieke kinderopvang en bejaardendiensten), ‘decommodified supported familialism’ voor vaders (vb: ouderschapsverlof voor vaders), de erkenning van onbetaalde zorg voor familie in uitkeringen en de fiscale ondersteuning van het mannelijk kostwinnermodel (vb: belastingen, uitkeringen en kinderbijslag). Zij ondervonden dat het moeilijk is om landen te clusteren in intern homogene groepen. Nationaal beleid is vaak intern heterogeen en spreekt elkaar tegen. Veel comparatieve analyses maken gebruik van een holistische kijk op systemen en ontwikkelen typologieën op basis van bepaalde kenmerken van welvaartstaten (Anxo et al., 2010). Maar zoals hierboven al werd aangehaald, zijn deze typologieën misschien te algemeen om de impact van welvaartsstaatarrangementen op verschillende levensloopmomenten te vatten. Europese welvaartstaten zijn geen homogene entiteiten, ze bestaan uit verschillende subsystemen met verschillende actoren. Succes op één beleidsdomein veronderstelt geen succes op een ander beleidsdomein. Er is veeleer sprake van een ‘bricolage’ van instituties, dan van een coherent beleid. Zo’n patchwork van beleidsontwikkeling kan betekenen dat de impact van beleid in één fase van het leven 10
ongedaan gemaakt kan worden in een andere fase. Een meer gedisaggregeerde benadering van welvaartstaten en de evaluatie van beleid naar levensfase is daarom zinvol. 2.4.3. De verwevenheid van de maatschappelijke, beleids- en culturele context Volgens Dex (2010) is de toenemende gendergelijkheid in huishoudelijk werk in de eerste plaats het gevolg van veranderingen in het tewerkstellingsgedrag van vrouwen en moeders die op hun beurt beleidsveranderingen en veranderingen in de publieke opinie veroorzaken. In dit opzicht veroorzaken maatschappelijke veranderingen beleidsveranderingen en weerspiegelt beleid de maatschappelijke noden. De impact van sociaal beleid kan ook worden tegengegaan worden door maatschappelijke veranderingen. Uit onderzoek van Crompton, Brockmann, and Lyonette (2005) naar veranderingen in de huishoudelijke taakverdeling in Groot-Brittanië, Noorwegen en Tsjechië bleek bijvoorbeeld dat, ondanks een verschillend beleid, de betrokkenheid van mannen in het huishouden grotendeels stabiel bleef doorheen de tijd. De auteurs concluderen daarom dat ondanks beleid dat de werk-familie-balans wil verbeteren, de toename van druk en competiviteit op de werkplek deze maatregelen tegenwerkt. Daarnaast is het ook zo dat beleid enige tijd aanwezig moet zijn vooraleer het de idealen en actueel gedrag van individuen inzake gendergelijkheid in het huishouden kan verbeteren (Bernhardt et al., 2008). Hoewel Zweden en Noorwegen op bijna dezelfde manier inzetten op gendergelijkheid, zouden Zweedse mannen en vrouwen er meer genderegalitaire waarden en normen op na houden en huishoudelijke taken ook gelijker verdelen. Volgens Bernhardt et al. (2008) is dit te wijten aan het feit dat Zweden een langere geschiedenis van genderegalitaire normen kent, die ook sterker geïnstitutionaliseerd zijn in beleid. Verder is het ook zo dat de culture en beleidscontext moeilijk uit elkaar getrokken kunnen worden. Er bestaan complexe interactieprocesen tussen cultuur en welvaartsstaatbeleid (PfauEffinger, 2005). Zo kan cultuur ervoor zorgen dat de impact van welvaartsstaatbeleid op het gedrag van individuen en sociale groepen anders uitdraait dan verwacht. De uitkomsten van beleidsmaatregelen zijn geen simpele reflecties van de materiële interesses van individuen, maar ook van culturele waarden en idealen die de mate waarin beleid aanvaard wordt, beïnvloeden. Enkel als beleid overeenstemt met normen op het niveau van het welvaartsysteem en het gedrag van sociale actoren, kan het succesvol en coherent zijn op lange termijn. Internationale verschillen in beleid en wetten reflecteren daarom ook verschillen in waarden, attitudes en voorkeuren (Dex, 2010). Mensen maken en ondersteunen de institituties waaronder ze leven. Anderzijds stelt Bourdieu (1996) dat beleid bijdraagt tot de constructie van familie. Zo bekijkt hij gezinsbeleid als een geheel van beleidsmaatregelen die een bepaalde vorm van familie als de heersende relatievorm in een samenleving construeren en institutionaliseren. Deze vorm wordt ondersteund en tot sociale norm gemaakt. Op deze manier speelt het publieke een rol in het private leven. Wanneer de effecten van beleidsmaatregelen onderzocht worden, moet de normatieve of symbolische connotatie van beleid én hun correspondentie met maatschappelijke ontwikkelingen in acht genomen worden (Neyer & Andersson, 2008).
11
Er is dus sprake van een complexe wisselwerking tussen maatschappelijke, beleids- en culturele processen en hier moet rekening mee gehouden worden bij onderzoek naar de effecten van nationale context op gendergelijkheid.
3. Onderzoeksvragen Uit de uitgebreide literatuur over de micro-indicatoren die meespelen in de verdeling van huishoudelijk werk blijkt dat de verdeling van huishoudelijk werk een complex proces is dat het best begrepen kan worden door een combinatie van ‘time availability’, ‘relative resources’ en ‘gender ideology’. Het eerste dat bekeken zal worden is of ‘time availability’, ’relative resources’ en ’gender ideology’ ook hier het verwachte effect hebben? Hoe meer tijd men beschikbaar heeft, hoe lager het relatief inkomen van de persoon en hoe traditioneler de genderideologie is, hoe meer tijd men zou spenderen aan huishoudelijke taken. Vanuit de vaststelling dat de gendergelijkheid in de verdeling van huishoudelijk verschilt naargelang de levensfase waarin men zich bevindt, lijkt het relevant om te onderzoeken of de effecten van ‘time availability’, ‘relative resources’ en ‘gender ideology’ ook verschillen naargelang de levensloopfase waarin een koppel zich bevindt. We verwachten dat in fasen van de levensloop waarin een koppel uit praktische ‘noodzaak’ (zoals bij de geboorte van een kind) in een zekere huishoudelijke taakverdeling gestuurd wordt, vooral tijdsbeschikbaarheid en machtsverhoudingen van invloed zijn en genderwaarden een minder belangrijke rol spelen. In levensfasen die over het algemeen gekenmerkt worden door meer keuzemogelijkheden en vrijheid (zoals bij kinderloze koppels) wordt dan weer verwacht dat genderwaarden een grotere rol spelen. Aangezien uit onderzoek blijkt dat de genderde verdeling van huishoudelijk werk en transities doorheen de levensloop verschillen naargelang de nationale context waarin men zich bevindt, zal bekeken worden in welke mate beleid en cultuur een effect hebben op de gegenderde verdeling van huishoudelijk werk en of deze effecten verschillen naargelang de levensloopfase waarin men zich bevindt. We verwachten dat in landen waar het mannelijk kostwinnermodel sterk doorweegt in beleid en cultuur, de verdeling van huishoudelijk werk, onafhankelijk van individiduele kenmerken, ongelijker zal zijn. Hoe beter de institutionele context aangepast in aan de toenemende rol die vrouwen innemen in de publieke sfeer en de minder grote rol die ze bijgevolg in de private sfeer kunnen innemen, hoe gelijker de verdeling van huishoudelijk werk zal zijn.Verder wordt verwacht dat de effecten van beleid en cultuur groter zullen zijn voor koppels met kinderen aangezien zij zich in een cruciale levensfase bevinden en gezinsbeleid vaak specifiek gericht is op deze kopppels. Verder zal ook gekeken worden of er sprake is van interactie-effecten tussen de drie voornaamste variabelen op individueel niveau en de beleids- en cultuurvariabelen op landniveau.. Er wordt verwacht dat cultuur en beleid dat het ‘dual earner/dual carer’- of ‘gender equity’-model ondersteunt, het aanwenden van individuele kenmerken tot een meer egalitaire verdeling van huishoudelijk werk vergemakkelijkt.
12
4. Methode 4.1.
Data
De European Social Survey Round 5 (2010) is een gestandaardiseerde, cross-sectionele, herhaalde survey die de levensomstandigheden en politieke attitudes van Europeanen bevraagd. Het is een internationaal onderzoeksprogramma waarvan de eerste ronde plaatsvond in 2002 en dat wordt gesponsord door de Europese Commissie, het Europese Wetenschapsfonds en academische fondsen. In dit onderzoek wordt gebruikt gemaakt van de vijfde ronde waarbij de interviews zijn afgenomen in 2010, 2011 en 2012. In de vragenlijst van deze ronde is een module opgenomen over ‘Work, Family and Wellbeing’. De ESS5 beschikt over data van 27 verschillende landen: België, Bulgarije, Kroatië, Cyprus, Tsjechië, Denemarken, Estland, Finland, Frankrijk, Duitsland, Griekenland, Hongarije, Ierland, Israël, Litouwen, Nederland, Noorwegen, Polen, Portugal, Rusland, Slowakije, Slovenië, Spanje, Zweden, Zwitserland, Oekraïne en het Verenigd Koninkrijk. De respondenten per land variëren van 1506 (Zwitserland) tot 3031 (Duitsland) en in totaal is er sprake van 52458 respondenten. Omdat dit onderzoek peilt naar gendergelijkheid binnen gezinnen is de populatie afgebakend tot personen die samenwonen met een partner van het andere geslacht. Ook waren er niet voor alle landen macrovariabelen beschikbaar, waardoor Kroatië, Israël en Ukraïne niet opgenomen zijn en er in totaal 24 in plaats van 27 landen onderzocht zullen worden. Ook bij Cyprus, Rusland en Zwitserland ontbraken er enkele macrovariabelen, maar omdat deze beperkt waren tot 2 of minder zijn deze landen toch opgenomen in de analyse. Uiteindelijk is het totaal aantal respondenten gereduceerd tot 24045 en varieert het aantal respondenten per land van 655 (Litouwen) tot 1722 (Duitsland). Omdat dit onderzoek gevoerd wordt vanuit een levensloopperspectief, zullen er verschillende groepen apart onderzocht worden. Er wordt een onderscheid gemaakt tussen koppels die zich in verschillende levensloopfasen bevinden. Deze fasen onderscheiden zich van elkaar op basis van de leeftijd van de vrouw, de aanwezigheid van kinderen in het gezin en de leeftijd van het jongste kind dat aanwezig is in het gezin. Tabel 1: De verdeling van alle respondenten van Voor de indeling ervan wordt gebruik de relevante landen naar huishoudenstype binnen gemaakt van een variant van de family de levensloop Levensloopfase N % cycle approach die ontwikkeld werd door Glick (Buhlmann et al., 2010). Deze 2664 5.7 Samen- (1) <45j. gn kind 4964 10.7 wonen (2) <60j. kind <6j. typologieën reflecteren de (3) <60j. kind 6-15j. 3887 8.3 met levensloopgebeurtenissen en levensfasen 2990 6.4 partner (4) <60j. kind 16-25j. van een groot deel van de bevolking, zoals 3807 8.2 (steek- (5) 45-59j. gn kind (6) >59j. 7395 15.9 proef) de geboorte van een kind, de transitie naar Totaal 25702 55.1 pensionering en ouderdom, ... (Anxo et 7515 16.1 Anders <36j. gn kind al., 2011). Er zal een onderscheid gemaakt 35 – 59j. gn kind 3631 7.8 (niet 2361 5.1 opgeno <60j. met kind worden tussen zes verschillende groepen: 6275 13.5 men in >59j. jonge koppels (<45j.) zonder kinderen, analyse) Totaal 19788 42.5 koppels (<60j.) met jonge kinderen (<6j.), koppels (<60j.) met kinderen van 6 tot 15 1095 2.4 Missing 46584 100.0 Totaal jaar, koppels (<60j.) met tienerkinderen Bron: ESS5
13
kinderen van 16 tot 25 jaar, midlife ‘empty nest’ koppels (45-59j.) zonder inwonende kinderen en oudere koppels (>59j.). De benadering van de familiecyclus impliceert een natuurlijke sequentie van vooraf bepaalde levensloopfasen van huwelijk of samenwoonst tot weduwnaarschap. De sequentiëring van levensloopfasen wordt echter steeds diverser in hedendaagse samenlevingen. Zo is er sprake van een toename van het aantal alleenstaanden op verschillende leeftijden (zie tabel 1). Omdat er in dit onderzoek enkel rekening gehouden wordt met personen die zich in een partnerrelatie bevinden, wordt een groot deel van de respondenten (42.5%) uitgesloten. De levensloop verwijst naar een dynamisch proces dat zich ontvouwt doorheen de tijd (Apps & Rees, 2005). Omdat er geen longitudinale data gebruikt worden. kan er geen onderscheid gemaakt worden tussen leeftijds-, periode- en cohorte-effecten (LPC). De cross-sectionele benadering kan als heuristisch instrument wel een bijdrage leveren tot de identificatie van cross-nationale verschillen in de gegenderde verdeling van onbetaald werk doorheen de levensloop en om de invloed van maatschappelijke context op de gegenderde verdeling van arbeid te onderzoeken (Anxo et al., 2011). Maar toch moet er voorzichtig omgesprongen worden met de interpretatie van de resultaten en moeten de nadelen van de cross-sectionele analyse in het achterhoofd gehouden worden. Omdat er geen onderscheid gemaakt kan worden tussen LPC zouden verschillen in tijdsgebruik tussen de huishoudenstypologieën toegeschreven kunnen worden aan selectieprocessen. De leeftijd van de respondenten varieert van 16 tot 94 jaar. De gemiddelde leeftijd bedraagt 50.61 jaar. De gemiddelde leeftijd ligt dus vrij hoog. Ook wanneer we kijken naar de verdeling van de steekproef over de levensloopfasen kijken valt dit op. 28.6% van de vrouwen in de steekproef is ouder dan 60 jaar. Maar er bestaan ook grote verschillen tussen de landen. Van de Portugese respondenten is bijna de helft (45.1%) ouder dan 60 jaar. terwijl deze leeftijdsgroep bij de Polen beperkt is tot 19.6% van de steekproef (zie tabel 2). Tabel 2: Steekproefverdeling naar land en levensloopfase <45j. <60j. <60j. <60j. 45-59j. geen jongste jongste jongste geen kind kind kind 6- kind 16- kind (of <6j. 15j. 24j. >24j.) België 5.0% 13.9% 16.0% 12.2% 16.9% Bulgarije 11.6% 18.5% 14.8% 14.2% 13.0% Tsjechië 9.4% 18.1% 13.5% 16.1% 9.9% Cyprus 10.4% 18.2% 15.2% 14.8% 17.2% Zwitserland 11.2% 15.8% 14.3% 9.4% 19.4% Duitsland 8.5% 16.0% 19.7% 8.6% 17.3% Denemarken 6.4% 21.7% 14.7% 13.6% 14.4% Estland 13.0% 21.6% 17.4% 15.4% 9.0% Spanje 12.2% 20.6% 11.6% 7.6% 17.0% Finland 10.4% 22.4% 14.6% 8.0% 14.6% Frankrijk 12.0% 22.9% 12.7% 7.3% 16.0% Verenigd 12.0% 20.0% 17.2% 11.3% 10.7% Koninkrijk Griekenland 8.0% 20.2% 16.8% 15.2% 14.6% Hongarije 14.7% 26.9% 14.5% 7.4% 12.0% Ierland 17.8% 18.1% 10.8% 12.4% 20.0%
>59j.
Totaal %
N
36.0% 27.8% 33.0% 24.3% 29.9% 30.0% 29.2% 23.6% 30.9% 29.9% 29.2% 28.8%
100.0% 100.0% 100.0% 100.0% 100.0% 100.0% 100.0% 100.0% 100.0% 100.0% 100.0% 100.0%
1076 859 554 1023 1662 978 890 1026 1087 915 1168 1359
25.2% 24.4% 30.9%
100.0% 100.0% 100.0%
822 1089 619
14
Lithouwen Nederland Noorwegen Polen Portugal Rusland Zweden Slovenië Totaal
12.8% 11.2% 10.1% 6.4% 14.6% 12.2% 6.1% 5.9% 10.3%
19.4% 24.0% 27.8% 11.7% 20.0% 19.8% 19.2% 14.4% 19.6%
15.4% 15.8% 16.1% 15.2% 15.9% 13.0% 16.0% 16.6% 15.2%
8.8% 7.6% 15.5% 8.4% 14.3% 8.2% 18.9% 19.1% 11.6%
16.2% 16.3% 11.0% 13.2% 16.1% 15.8% 9.8% 14.6% 14.7%
27.4% 25.2% 19.6% 45.1% 19.0% 31.0% 29.9% 29.4% 28.6%
100.0% 100.0% 100.0% 100.0% 100.0% 100.0% 100.0% 100.0% 100.0%
1072 976 864 891 861 882 692 881 23238
Steekproef: koppels van verschillend geslacht die bij elkaar inwonen, 16 – 94 jaar Bron: ESS5
4.2.
Afhankelijke variabele
De afhankelijke variabele is de relatieve huishoudelijke taakverdeling, concreet wordt er gekeken naar de proportie van de huishoudelijke taken waarvoor de vrouw verantwoordelijk is. Huishoudelijk werk wordt meestal geconceptualiseerd als het geheel van onbetaalde taken die uitgevoerd worden om aan de behoeften van de gezinsleden tegemoet te komen of om het huis en bezit van het gezin te onderhouden (Lachance-Grzela & Bouchard, 2010). In ESS5 zijn twee vragen opgenomen die peilen naar hoeveel uur per week de respondent en zijn partner gemiddeld in totaal spenderen aan huishoudelijk werk als koken, wassen, schoonmaken, winkelen en onderhoudstaken. De eerste vier taken zijn typisch vrouwelijk, terwijl de laatste eerder typisch mannelijk is. De eerste zijn meer routineus, niet-discreet en tijdsopslorpend, terwijl onderhoudstaken meer onderbroken, occasioneel, flexibel en minder tijdsopslorpend zijn. De focus wordt in dit onderzoek dus niet eenzijdig op één van de twee gelegd. Recente studies (Batalova & Cohen, 2002; Fuwa, 2004) richtten zich wel eenzijdig op de verdeling van typisch vrouwelijke, routineuze en meer vervelende taken. Dit kan echter zorgen voor een onderschatting van de werkelijke bijdrage van de man, waardoor het nuttig lijkt ze allebei in beschouwing te nemen. De tijd die men spendeert aan huishoudelijk werk wordt in dit onderzoek gemeten aan de hand van antwoorden op surveyvragen. Tijdsdagboeken waarbij de deelnemers gevraagd worden om al hun activiteiten gedurende een dag of meerdere dagen te rapporteren zouden ook geschikt zijn voor dit onderzoek. Deze methode maakt het mogelijk om data te verzamelen op een meer precieze, valide en betrouwbare manier dan vragenlijsten. Vergelijkingen van schattingen van tijdsbesteding aan huishoudelijk werk door middel van vragenlijsten en tijdsdagboeken wijzen uit dat de uren die men spendeert aan huishoudelijke arbeid veel hoger liggen bij vragenlijsten dan bij tijdsdagboeken (Bianchi et al., 2000). Dit kan te wijten zijn aan het feit dat personen die surveyvragen beantwoorden de tijd die ze spenderen aan simultane activiteiten dubbel meetellen, terwijl bij tijdsdagboeken enkel de primaire activiteit in rekening wordt gebracht (Coltrane, 2000). Dit probleem bestaat vooral wanneer afzonderlijk gepeild wordt naar hoeveel uren men aan bepaalde huishoudelijke taken spendeert en deze dan optelt. Deze vertekening kan deels vermeden worden door de algemenere vraag (“hoeveel uur spendeert u wekelijks in totaal aan huishoudelijk werk?”) waar de ESS5 gebruik van maakt. Bovendien is de afhankelijke variabele relatief, waardoor de precieze schatting van de absolute bijdrage minder van belang is.
15
Uit een vergelijking van data afkomstig uit tijdsdagboeken en surveyvragen door Lee and Waite (2005) blijkt overigens dat mannen en vrouwen de bijdrage van de vrouw aan huishoudelijk werk systematisch overschatten en dat de bijdrage van de man enkel juist ingeschat wordt door de vrouw. Uit een vergelijking van de antwoorden op surveyvragen bij koppels van Kamo (2000) blijkt dan weer dat de bijdrage van de man hoger wordt ingeschat door de man dan door de vrouw maar dat de bijdrage van de vrouw veeleer gelijk wordt geschat. De bevindingen zijn tegenstrijdig maar wijzen wel uit dat het zinvol is om rekening te houden met het geslacht van de respondent bij de interpretatie van de resultaten. Tijdsbudgetonderzoek heeft anderzijds ook nadelen. Data van dat soort onderzoek is niet zomaar beschikbaar. Tijdsdagboeken zijn complex, duur en vragen veel tijd om te verzamelen (Schulz & Grunow, 2012). De non-response is meestal groot (Gershuny, 2000) en doordat de respondent zich focust op zijn tijdsbesteding kan het zijn dat dit zijn gedrag beïnvloedt. In deze studie is daarom gebruik gemaakt van surveyvragen.
4.3.
Onafhankelijke variabelen
4.3.1. Microvariabelen ‘Time availability’ wordt geoperationaliseerd aan de hand van het totaal aantal uren dat de vrouw gemiddeld per week werkt. ‘Relative resources’ wordt geoperationaliseerd aan de hand van de proportie van het huishoudinkomen waarvoor de vrouw verantwoordelijk is. Het antwoord op deze vraag bestond uit zeven mogelijkheden: “niets” (0), “zeer klein” (1), “minder dan de helft” (2), “ongeveer de helft” (3), “iets meer dan de helft” (4), “veel” (5) en “alles” (6). Het gaat hier om een ordinale variabele waarvan de antwoordmogelijkheden reiken van 0 tot 6. Het was dus mogelijk om deze variabele als interval op te nemen. Voor de operationalisering van ‘gender ideology’ is gebruik gemaakt van twee stellingen die peilen naar de mate waarin men akkoord gaat met de assumpties van het mannelijk kostwinnermodel. De stellingen zijn “Wanneer werk schaars is, zouden mannen meer recht moeten hebben op werk dan vrouwen.” en “Vrouwen zouden bereid moeten zijn om hun betaald werk in te perken in het belang van hun gezin.”. De reacties op deze stellingen werden gemeten aan de hand van een vijfpuntenschaal gaande van “sterk akkoord” tot “sterk niet akkoord”. De correlatie (Pearson) tussen de twee stellingen bedroeg 0.49 (p<0.001). De scores op de twee schalen zijn opgeteld en gedeeld door twee en vormen zo één indicator van genderideologie. Ze zijn zo gecodeerd dat 0 gelijk staat aan een genderideologie die overeenstemt met het mannelijk kostwinnermodel en 4 gelijk staat aan een genderideologie die deze ideeën verwerpt. Hiernaast zijn ook nog enkele controlevariabelen opgenomen. Het gemiddeld aantal werkuren per week van de man en de huishoudensgrootte passen binnen het ‘time availability perspectief’. Hoe meer de man werkt. hoe kleiner zijn proportionele bijdrage aan het huishoudelijk werk waarschijnlijk zal zijn en hoe groter dat van de vrouw bijgevolg zal zijn. En hoe meer kinderen (of andere personen) er in een huishouden zitten, hoe meer tijd er in
16
totaal aan huishoudelijk werk gespendeerd moet worden (Coverman, 1985). Ook dit kan implicaties hebben op het evenwicht van de verdeling. Ook het opleidingsniveau van beide partners en of men gehuwd of ongehuwd samenwoont worden opgenomen als controlevariabelen. Een hoger opleidingsniveau en ongehuwd samenwonen worden meestal geassocieerd met meer progressieve waarden en normen zoals genderegalitarisme. Verder wordt ook de leeftijd van de respondent opgenomen als controlevariabele. De leeftijd kan bekeken worden als een indicator voor levensloopfase en de gebeurtenissen die met die bepaalde fase geassocieerd worden. Dit element van leeftijd hebben we proberen uitzonderen door de analyses te stratificeren naar leeftijd en gezinssituatie. Anderzijds is leeftijd ook een indicator voor de periode waarin men is opgegroeid. Personen die bijvoorbeeld zijn opgegroeid in de jaren 1950 en 1960 (waarin het mannelijk kostwinnermodel zegenvierde) zullen huishoudelijke taken volgens meer traditionele rolpatronen verdelen. Zoals hierboven al besproken werd, zou er bij surveyvragen vaak sprake zijn van een ‘selfserving bias’ in de rapportering van tijdsbesteding aan huishoudelijke arbeid en zou deze verschillen voor mannen en vrouwen. Daarom wordt ook een controlevariabele ingebouwd voor het geslacht van degene die de verdeling rapporteert. Tabel 3: De gemiddelde waarden van de afhankelijke variabele en de belangrijkste microvariabelen naar land bij samenwonende koppels van verschillend geslacht (16 – 94 jaar) Afh. var. Onafhankelijke microvar. N % huishoudelijk Werkuren Werkuren Inkomen Genderwerk per week per week per week vrouw/man ideologie vrouw vrouw man (0-6) (0–4) België 1023 71.91 18.92 27.03 2.04 2.78 Bulgarije 1143 72.63 17.95 20.62 2.38 1.94 Tsjechië 875 74.09 17.43 33.75 1.86 2.03 Cyprus 584 79.41 17.02 25.17 1.97 1.42 Zwitserland 1066 71.14 23.28 31.95 2.13 1.92 Duitsland 1722 71.77 16.98 28.67 2.03 2.32 Denemarken 983 65.08 22.58 28.65 2.53 3.07 Estland 912 64.17 21.01 29.62 2.43 2.11 Spanje 1065 74.94 16.45 28.27 1.64 2.29 Finland 1093 62.95 21.48 26.38 2.43 2.78 Frankrijk 931 70.68 20.08 25.71 2.25 2.33 Verenigd Koninkrijk 1190 69.45 17.13 28.19 2.12 2.34 Griekenland 1447 83.37 12.31 25.13 1.55 1.54 Hongarije 863 71.85 19.54 25.55 2.40 1.54 Ierland 1113 71.25 13.29 25.81 1.94 2.59 Lithouwen 655 63.22 17.94 21.26 2.65 1.57 Nederland 1076 70.25 16.31 29.19 1.89 2.70 Noorwegen 982 66.08 23.42 30.20 2.40 2.86 Polen 892 68.40 20.77 32.50 2.15 1.97 Portugal 923 80.45 13.67 18.84 2.02 2.01 Rusland 889 67.89 20.66 31.46 2.16 1.41 Zweden 889 62.34 24.66 29.57 2.48 2.96 Slovenië 751 70.06 21.25 25.28 2.62 2.29 Slowakije 978 63.73 17.52 22.37 2.38 1.92 Totaal 24045 70.56 18.60 27.29 2.16 2.21 Bron: ESS5
17
4.3.2. Macrovariabelen - Beleidsvariabelen McDonald (2000a) maakt een onderscheid tussen individueel en familiegeoriënteerde instituties. De individueel georiënteerde instituties zoals het onderwijs en de arbeidsmarkt zouden grotendeels geëvolueerd zijn richting het ‘gender equity model’. Familiegeoriënteerde instituties als publieke kinderopvang, rusthuizen, school- en werkuren die niet bij elkaar aansluiten, ouderschapsverlof en verwachtingen van werkgevers zouden in vele landen niet aansluiten bij de veranderingen in de individueel georiënteerde instituties, waardoor gendergelijkheid in de private sfeer niet bereikt wordt. Er zullen daarom drie beleidsvariabelen die passen binnen de familie-georiënteerde instuties opgenomen worden in de analyse (Saraceno & Keck, 2011). Een eerste macrovariabele is full time formele kinderopvang. Die kan bekeken worden als de mate waarin de overheid het ‘dual earner/market carer’-model en ‘defamilialisation’ ondersteunt. Meer concreet is er gekeken naar de participatieratio van 0-2jarigen die meer dan 30 uur per week in formele kinderopvang zitten. Formele kinderopvang omvat alle soorten zorg die georganiseerd of gecontroleerd worden door een publieke of private strucutur. Het gaat hier om data van 2010 die afkomstig zijn van de EU-SILC (Eurostat, 2010). De tweede indicator is de beschikbaarheid van ouderschapsverlof voor mannen, wat bekeken kan worden als een ondersteuning van het ‘dual earner/dual carer’-model en ‘supported familialism’ voor mannen. Er zal hierbij gekeken worden naar het aantal maanden ouderschapsverlof dat gereserveerd is voor elk van of de twee ouders samen of ouderschapsverlof dat expliciet is voorbehouden voor vaders. In de meeste landen kunnen ouders zelf beslissen wie het ouderschapsverlof effectief opneemt en hoe de zorgperiode verdeeld kan worden tussen vader en moeder. Deze indicator neemt enkel de regulering in beschouwing die extra rechten creëert wanneer beide ouders de tijd delen zodat de maximale tijd enkel beschikbaar is wanneer beide ouders het verlof opnemen of als een verlenging van de periode geldt als beide ouders het samen opnemen (Keck & Saraceno, 2011). Het gaat hier om data uit 2009, afkomstig van de Multilinks Database (2011). Een derde is de fiscale ondersteuning van het tweeverdienermodel of – anders gezegd – de neutraliteit van het belastingssysteem. Concreet is er gekeken naar de mate waarin belastingen die een koppel moeten betalen verschillen naargelang het om een tweeverdiener- of eenverdienergezin gaat dat over hetzelfde loon (200% van het gemiddeld inkomen) beschikt. Het gaat hier om het percentage dat een éénverdienergezin met twee kinderen van 6 en 11 gemiddeld meer of minder betaalt dan een tweeverdienergezin met hetzelfde aantal kinderen van dezelfde leeftijden2. Belastingssystemen zijn neutraal als ze geen invloed uitoefenen op de verdeling van betaald werk tussen koppels en gelijke werkprikkels voor beide partners creëren (OECD, 2012b). Er kan in dit opzicht een onderscheid gemaakt worden tussen ‘family-based’ en individuele belastingssystemen, maar ook hierin zit variatie aangezien er 2
De formule die hiervoor gebruikt werd is de volgende: Neutraliteit belastingssysteem = (((belastingen van éénverdienergezin “200% gemiddeld inkomen”) - (belastingen van een tweeverdienergezin “100% + 100% gemiddeld inkomen”))/(belastingen van éénverdienergezin “200% gemiddeld inkomen”))*100.
18
ook in individuele belastingssystemen soms gedeelde elementen zitten. De waarde “0” staat hier gelijk aan een evenwaardige belasting voor één- en tweeverdienergezinnen. Een negatieve waarde duidt erop dat een éénverdienergezin minder belastingen betaald dan een gelijkaardig tweeverdienergezin en een positieve waarde duidt op het omgekeerde. De data dateren van 2010 en zijn afkomstig van de OECD family database (OECD, 2012a). Cultuurvariabele Voor de cultuurvariabele is gebruik gemaakt van de European Value Studie 2008 (EVS 2011). De survey telt ongeveer 1500 respondenten per land en bevat bijna alle landen die ook aan de ESS5 deelnamen. Er werd gebruik gemaakt van deze survey aangezien hij specifiek peilt naar de ondersteuning van het delen van rollen binnen het huishouden, terwijl de vragenlijst van ESS5 dit soort stellingen niet bevat. Er is een factoranalyse uitgevoerd op 8 stellingen die peilen naar de mate waarin men akkoord gaat met het mannelijk kostwinnermodel en het idee van een gegenderde verdeling van huishoudelijk werk en kinderzorg. De factor die we gebruiken peilt naar de egalitaire ideeën inzake genderrollen binnen het gezin. Aan de hand van ‘Principal Axis Factoring’ met Varimax Rotatie kwam naar boven dat volgende stellingen het sterkst laden op deze factor: “Over het algemeen zijn vaders net zo geschikt om voor hun kinderen te zorgen als moeders.” (0.55), “Mannen zouden evenveel verantwoordelijkheid voor het huishouden en kinderen moeten opnemen als vrouwen.” (0.54), “Een kind dat nog niet naar school gaat zal eronder lijden wanneer zijn of haar moeder buitenshuis werkt.” (-0.42) en “Een werkende moeder kan een even warme en hechte relatie met haar kinderen hebben als een moeder die niet buitenshuis werkt.” (0.49) (zie tabel 4). De antwoordmogelijkheden bestonden uit een likertschaal met 4 punten die van helemaal eens tot helemaal oneens ging. De factorscores op de schalen zijn gewogen, samengeteld, gestandaardiseerd en geaggregeerd per land. De variabele is ook omgekeerd zodat een hogere waarde een meer progressieve gendercultuur betekent. De variabele vormt een indicator voor progressieve gendercultuur en ondersteuning van het ‘dual worker/dual carer’-model. -
Tabel 4: Factorscores van progressieve gendercultuur (met Principal Axis Factoring en Varimax Rotatie) voor alle respondenten uit de relevante landen Stellingen Geroteerde factorscores “Een werkende moeder kan een even warme en hechte relatie met haar 0.49 kinderen hebben als een moeder die niet buitenshuis werkt.” “Een kind dat nog niet naar school gaat zal eronder lijden wanneer zijn of haar -0.42 moeder buitenshuis werkt.” “Een job is prima maar wat de meeste vrouwen eigenlijk willen is een huis en -0.12 kinderen.” “Huisvrouw zijn geeft net zoveel voldoening als het hebben van een betaalde 0.18 job.” “Het hebben van een job is voor een vrouw de beste manier om onafhankelijk 0.11 te zijn.” “Zowel man als vrouw moet ieder een deel van het huishoudelijk inkomen 0.22 inbrengen.” “Over het algemeen zijn vaders net zo geschikt om voor hun kinderen te 0.55 zorgen als moeders.” “Mannen zouden evenveel verantwoordelijkheid voor het huishouden en de 0.51 kinderen moeten opnemen als vrouwen.” Bron: EVS2008
19
Tabel 5: De gehele en gestandaardiseerde waarden voor de macrovariabelen naar land GenderFull time Ouderschapsverlof Neutraliteit cultuur kinderopvang mannen belastingssysteem stand. stand. stand. stand. België 0.27 19.00 0.18 3.00 0.29 9.20 -0.24 Bulgarije -0.06 7.00 -0.61 0.00 -0.61 0.00 -0.83 Tsjechië -0.11 5.00 -0.74 8.40 -0.29 Cyprus -0.31 14.00 -0.15 3.30 0.38 Zwitserland -0.25 0.00 -1.07 0.00 -0.61 0.00 -0.83 Duitsland -0.16 13.00 -0.22 2.00 -.01 -16.20 -1.89 Denemarken 0.48 69.00 3.40 0.00 -0.61 14.30 0.10 Estland -0.17 19.00 0.18 0.00 -0.61 0.00 -0.83 Spanje 0.04 18.00 0.11 0.00 -0.61 16.50 0.24 Finland 0.57 20.00 0.24 0.50 -0.46 27.00 0.92 Frankrijk 0.36 26.00 0.64 0.00 -0.61 -2.90 -1.02 Verenigd Koninkrijk -0.07 4.00 -0.81 0.00 -0.61 21.90 0.59 Griekenland -0.40 5.00 -0.74 6.50 1.34 30.50 1.15 Hongarije 0.01 8.00 -0.55 0.00 -0.61 31.10 1.19 Ierland 0.09 8.00 -0.55 3.20 0.35 39.70 1.75 Lithouwen -0.22 11.00 -0.35 0.00 -0.61 1.40 -0.74 Nederland -0.17 6.00 -0.68 6.00 1.19 22.90 0.65 Noorwegen 0.68 37.00 1.36 14.50 3.75 21.20 0.54 Polen -0.22 2.00 -0.94 0.00 -0.61 1.50 -0.74 Portugal -0.37 32.00 1.03 3.00 0.29 12.30 -0.04 Rusland 0.02 0.00 -0.61 Zweden 0.43 33.00 1.10 2.00 -0.01 40.30 1.79 Slovenië 0.05 33.00 1.10 0.00 -0.61 9.30 -0.23 Slowakije -0.00 3.00 -0.88 0.00 -0.61 -0.70 -0.88 Totaal 0.02 16.32 0.00 2.04 0.00 12.85 0.00 Bron: EVS2008, Multilinks database 2009, Eurostat 2008, OECD family database 2010
- Samenhang nationale kenmerken Een test van de correlaties (Pearson Correlation) tussen de gemiddelde verdeling van huishoudelijk werk naar land en de macrovariabelen laat zien dat er een negatieve correlatie bestaat tussen de proportie van het huishoudelijk werk waarvoor de vrouw verantwoordelijk is en de progressiviteit van de gendercultuur (r=-0.61) (Zie tabel 6). Hoe progressiever de gendercultuur, hoe gelijker het huishoudelijk werk gemiddeld verdeeld is. Ook het verband met full-time kinderopvang is negatief maar wel vrij zwak. Het verband tussen de verdeling van huishoudelijk werk en ouderschapsverlof voor vaders is positief, maar dit zou te wijten kunnen zijn aan een positief verband tussen de algemene duur van ouderschapsverlof, de mogelijkheid voor vaders om dit op te nemen en het feit dat ouderschapsverlof een indicator is van ‘supported familialism’. Het verband met de neutraliteit van het belastingssysteem is ook positief maar heel klein. Ook tussen de macrovariabelen onderling bestaan correlaties. Zo is er sprake van een positieve correlatie tussen gendercultuur en voltijdse kinderopvang (r=0.62). Hoe meer er gebruik wordt gemaakt van kinderopvang, hoe progressiever de gendercultuur (of omgekeerd). Ook tussen de beschikbaarheid van ouderschapsverlof voor vaders en neutraliteit van het belastingssysteem bestaat een positief verband (r=0.33).
20
Tabel 6: Correlaties (Pearson) tussen de afhankelijke variabele en de macro-indicatoren Gemiddeld % Progressieve Full time Ouderschaps- Neutraliteit huishoudelijk genderkinderverlof belastingswerk/week vrouw cultuur opvang mannen systeem Gemiddeld % 1.00 -0.61*** -0.28*** 0.23*** 0.07** huishoudelijk werk/week vrouw Progressieve -0.61*** 1.00 0.62*** 0.17*** 0.27*** gendercultuur Full time -0.28*** 0.62*** 1.00 0.12*** 0.09*** kinderopvang Ouderschaps0.23*** 0.17*** 0.12*** 1.00 0.33*** verlof mannen Neutraliteit 0.07** 0.27*** 0.09*** 0.33*** 1.00 belastingssysteem Significantieniveaus: * p<.1, ** p < .05, *** p < .01 Bron: EVS2008, Multilinks database 2009, Eurostat 2008, OECD family database 2010
4.4.
Analyse
Om de onderzoeksvragen te beantwoorden is gebruik gemaakt van multilevelanalyse met SAS-software. Individuen (level 1) werden genest in landen (level 2). De multilevel-regressie maakt het mogelijk om de gecombineerde effecten van individuele variabelen en variabelen op landniveau te testen en om interacties tussen individuele en landelijke karakteristieken te testen. Voor elke levensloopfase werden tien verschillende modellen geschat. (a) In het eerste model is enkel de afhankelijke variabele opgenomen (tabel 7). Hier staat voor de proportie van het huishoudelijk werk waar de vrouw verantwoordelijk voor is in koppel i in land j; is het intercept op individueel niveau; is de errorterm op individueel niveau en is de errorterm op nationaal niveau. Van beide errortermen wordt verondersteld wordt dat ze normaal verdeeld zijn met een gemiddelde van 0 en een variantie . (b) In het tweede model zijn de drie belangrijkste individuele variabelen en controlevariabelen opgenomen (tabel 9). (time availability) is het gemiddeld aantal gewerkte uren per week door de vrouw; (relative resource) staat voor de proportie van het inkomen waarvoor de vrouw verantwoordelijk is en (‘gender ideology’) staat voor de genderwaarden van de man. staat voor de controlevariabelen. De -termen verwijzen naar de slopes van de onafhankelijke individuele variabelen. De overige waarden hebben dezelfde betekenis als in het vorige model. (c) In het derde, vierde, vijfde en zesde model worden de effecten van de macrovariabelen afzonderlijk getest (tabel 11). In deze modellen is toegevoegd. Die staat voor de slope van de onafhankelijke macrovariabele. 21
(d)
In het zevende, achtste, negende en tiende model worden de interactie-effecten tussen de verschillende de belangrijkste individuele variabelen en de nationale variabelen ingevoegd (tabel 12). staan hier voor de slopes van de cross-levelinteractie-effecten. De random slopes van de modellen zijn ook getest maar waren zelden significant waardoor het niet zinvol leek om deze op te nemen in de modellen. Daarom zijn ze ook niet opgenomen in bovenstaande vergelijkingen.
5. Resultaten 5.1.Het nulmodel Tabel 7: De lege multilevelmodellen voor de verdeling van huishoudelijk levensloopfase bij samenwonende koppels van verschillend geslacht (16 – 94 jaar) Levensloopfase 1 2 3 4 5 Intercept 64.26*** 71.40*** 71.75*** 72.13*** 68.50*** Variantiecomponenten Intercept 31.91*** 26.31*** 34.27*** 31.47*** 34.35*** Residu level 1 347.09*** 321.82*** 33.56*** 349.23*** 374.53*** IKC 8.42% 7.56% 9.32% 8.26% 8.40% AIC 21392.90 39794.20 30982.60 23487.10 30341.20 N 2455 4613 3575 2695 3455
werk naar 6 70.17***
34.71*** 429.57*** 7.48% 55944.40 6614
Nota : Levensloopfasen: 1 = vrouw <45j. geen inwonende kinderen; 2 = vrouw <60j. inwonend kind <6j.; 3 = vrouw <60j. inwonend kind 6 - 15j.; 4= vrouw <60j. inwonend kind 16 – 24j.; 5 = vrouw 45 – 59j. geen inwonende kinderen; 6 = vrouw >59j.; IKC = Intra-klasse correlatiecoëfficiënt Significantieniveaus: * p<.1, ** p < .05, *** p < .01 Bron: ESS5
Tabel 8: Gemiddelde waarden van de belangrijkste individuele variabelen naar levensloopfase bij samenwonende koppels van verschillend geslacht (16 – 94 jaar) Werkuren Werkuren Inkomen Gender/week /week v/m ideologie vrouw man (0-6) (0-4) 1 27.47 36.87 2.33 2.47 2 20.39 38.94 2.01 2.32 3 26.57 38.88 2.11 2.32 4 26.46 36.32 2.14 2.18 5 23.68 28.60 2.29 2.29 6
4.22
Bron: ESS5
6.32
2.15
1.98
In de nulmodellen zijn geen onafhankelijke variabelen opgenomen. De waarde van het intercept staat daarom gelijk aan het algemene gemiddelde per levensloopfase. Wanneer we naar dit model kijken voor de verschillende levensloopfasen (zie tabel 7) zien we dat het intercept steeds hoger ligt dan 50%. In het gemiddelde Europese koppel is de vrouw in élke levensfase verantwoordelijk voor meer dan de helft van het huishoudelijk werk. Maar de gemiddelde genderongelijkheid verschilt wel naar levensloopfase. Zoals verwacht is de ongelijkheid op vlak van huishoudelijk 22
werk het grootst wanneer er kinderen in het spel zijn (zie intercept fase 2. 3 en 4). Bij koppels met inwonende kinderen (jonger dan 25 jaar) vervult de vrouw maar liefst 71 à 72% van het huishoudelijk werk. De genderongelijkheid is het kleinst bij jonge koppels zonder kinderen (zie intercept fase 1). De lagere genderongelijkheid bij jonge koppels zonder kinderen hangt waarschijnlijk samen met de relatief hoge arbeidsmarktparticipatie van vrouw, het relatief hoge inkomen en de meer progressieve genderideologie van personen in deze levensloopfase (zie tabel 8). Verder tonen de variantiecomponenten aan dat er in elke levensloopfase tussen de 7.5% (fase 6) en 9.3% (fase 3) van de variantie op landniveau verklaard kan worden 3 en dat de variantie tussen de intercepten van de landen significant is.
5.2.Verklaringen op individueel niveau Tabel 9: Multilevelmodellen van de individuele determinanten voor de verdeling van huishoudelijk werk naar levensloopfase bij samenwonende koppels van verschillend geslacht (16 – 94 jaar) Levensloopfase 1 2 3 4 5 6 Intercept 68.39*** 73.67*** 73.65*** 64.14*** 55.18*** 72.64*** Time availability (werkuren vrouw) Relative resources (inkomen v/m 0 – 6) Gender ideology (0-4)
-0.20***
-0.21***
-0.20***
-0.22***
-0.21***
-0.21***
-0.73**
-1.93***
-1.82***
-1.18***
-1.55***
-1.31***
-2.91***
-2.38***
-2.19***
-0.74
-2.06***
-1.88***
Werkuren man Opleidingsniveau m Opleidingsniveau v Getrouwd Aantal leden hh Leeftijd vrouw Geslacht respondent (man=0 vrouw=1) Geslacht resp. * GI
0.22*** -0.06 -0.77*** 1.51 0.72** 0.05 3.04
0.230*** -0.31*** -0.54*** -0.56 1.56*** -0.06 1.44
0.23*** -0.37*** -0.49*** 0.28 0.45 0.07 2.51*
0.18*** -0.29** -0.53*** 2.05 0.60 0.18** 3.23*
0.24*** -0.28** -0.37*** 1.75* 2.31* 0.27*** 3.92**
0.14*** -0.06 -0.03 4.76*** 0.96*** -0.06 2.05*
0.66
1.47***
0.82
0.14
-0.32
0.60
21.36*** 294.38*** 6.76% 31.48% 187973.20 2220
13.62*** 250.56*** 5.15% 46.79% 35130.00 4193
273.08*** 17.38*** 5.98% 47.51% 27002.80 3189
15.55*** 306.72*** 4.83% 47.43% 20138.20 2346
20.54*** 307.69*** 6.26% 38.78% 27148.80 3162
30.92*** 410.90*** 6.99 % 10.67% 55833.50 6295
Variantiecomponenten Intercept Residu level 1 IKC R² Level 2 AIC N
Nota : Levensloopfasen: 1 = vrouw <45j. geen inwonende kinderen; 2 = vrouw <60j. inwonend kind <6j.; 3 = vrouw <60j. inwonend kind 6 - 15j.; 4= vrouw <60j. inwonend kind 16 – 24j.; 5 = vrouw 45 – 59j. geen inwonende kinderen; 6 = vrouw >59j.; IKC = Intra-klasse correlatiecoëfficiënt Significantieniveaus: * p<.1, ** p < .05, *** p < .01 Bron: ESS5
In tabel 7 zijn de individuele variabelen toegevoegd. ‘Time availability’ (het gemiddeld aantal werkuren/week van de vrouw), ‘relative resources’ (proportie van het huishoudinkomen waarvoor de vrouw verantwoordelijk is) en ‘gender ideology’ (de mate waarin progressieve 3
Om dit te meten werd gebruik gemaakt van de intraklassecorrelatiecoëfficiënt (rho). Deze wordt berekend aan
de hand van volgende formule:
23
waarden omtrent gegenderde rolpatronen worden ondersteund) hebben in elke fase van de levensloop een negatief effect op de proportie van het huishoudelijk werk waarvoor de vrouw verantwoordelijk is en dus een positief effect op de gendergelijkheid. De effecten zijn in elke levensfase significant. Enkel bij koppels met inwonende kinderen tussen 16 en 24 jaar oud heeft een progressieve genderideologie geen significant effect op de genderongelijkheid. Na standaardisatie van de effecten (zie tabel 10) blijkt het gemiddeld aantal werkuren van de vrouw en de man in elke levensloopfase het grootste effect te hebben op de verdeling van huishoudelijk werk. Als het gemiddeld aantal uren dat een vrouw wekelijks spendeert aan betaald werk stijgt met één standaardafwijking, daalt de gemiddelde proportie van het huishoudelijk werk waar de vrouw verantwoordelijk voor is met ongeveer 0.20 standaardafwijkingen. Enkel bij koppels op pensioenleeftijd is het effect van het aantal gewerkte uren per week kleiner (-0.11), maar dit valt waarschijnlijk te wijten aan het feit dat deze personen gewoon veel minder tijd spenderen aan betaald werk (zie tabel 8). Tabel 10: Gestandaardiseerde waarden van de effecten van de individuele variabelen op de verdeling van huishoudelijk werk (zie tabel 9) in de verschillende levensloopfasen bij samenwonende koppels van verschillend geslacht (16 – 94 jaar) Levensloopfase 1 2 3 4 5 6 Verdeling hh werk (19.50) (18.64) (19.11) (19.58) (20.19) (21.66) Time availability Relative resources Gender ideology Werkuren man Opleidingsniveau man Opleidingsniveau vrouw Getrouwd Aantal leden huishouden Leeftijd vrouw Geslacht respondent (man = 0 vrouw = 1) Geslacht * GI
-0.20 (19.22) -0.05 (1.39) -0.13 (1.01) 0.20 (18.11) -0.01 (3.26) -0.10 (2.40) 0.04 (0.49) 0.03 (0.71) 0.02 (6.93) 0.12 (0.50) 0.02 (0.50)
-0.21 (19.28) -0.15 (1.40) -0.09 (1.02) 0.22 (17.57) -0.04 (2.40) -0.07 (2.60) -0.01 (0.43) 0.09 (1.08) -0.02 (6.71) 0.13 (0.50) 0.04 (0.51)
-0.20 (19.03) -0.13 (1.41) -0.10 (1.05) 0.22 (18.26) -0.05 (2.52) -0.07 (2.79) 0.01 (0.35) 0.02 (0.90) 0.02 (5.97) 0.11 (0.50) 0.02 (0.52)
-0.22 (19.74) -0.09 (1.42) -0.03 (1.03) 0.19 (20.42) -0.04 (3.03) -0.06 (2.17) 0.03 (0.27) 0.02 (0.80) 0.05 (5.44) 0.09 (0.50) 0.00 (0.51)
-0.21 (19.74) -0.11 (1.39) -0.11 (1.02) 0.27 (22.48) -0.04 (2.72) -0.05 (2.81) 0.03 (0.34) 0.03 (0.29) 0.05 (3.99) 0.08 (0.50) -0.01 (0.51)
-0.11 (11.93) -0.08 (1.27) -0.07 (1.01) 0.10 (15.51) -0.01 (3.55) 0.00 (3.38) 0.05 (0.22) 0.03 (0.73) -0.02 (6.49) 0.07 (0.50) 0.01 (0.51)
Nota: De standaardafwijkingen staan tussen de haakjes. Levensloopfasen: 1 = vrouw <45j. geen inwonende kinderen; 2 = vrouw <60j. inwonend kind <6j.; 3 = vrouw <60j. inwonend kind 6 - 15j.; 4= vrouw <60j. inwonend kind 16 – 24j.; 5 = vrouw 45 – 59j. geen inwonende kinderen; 6 = vrouw >59j. Bron: ESS5
De effecten van ‘relative resources’ en ‘gender ideology’ zijn kleiner dan die van ‘time availability’ maar verschillen wel sterk naar levensloopfase. Zo is het effect van ‘relative resources’ relatief klein bij jonge koppels zonder kinderen maar bijna drie keer zo groot bij 24
koppels met jonge kinderen. Hoe ouder het jongste kind, hoe kleiner dit effect wordt. Waarschijnlijk hangt dit samen met het risico dat de combinatie van jonge kinderen en economische afhankelijkheid impliceert. De economisch afhankelijke partner (vaak de vrouw) heeft meer dan enkel een inkomen te verliezen bij het uit elkaar gaan met de partner. ‘Gender ideology’ blijkt dan weer vooral een groot effect te hebben bij jonge en oudere koppels zonder kinderen. Wanneer er kinderen in het spel zijn is het effect van ‘gender ideology’ zwakker. De praktische noodzaak van huishoudelijk werk die gepaard gaat met kinderen en de culturele betekenis van ouderschap lijkt het effect van genderideologie deels teniet te doen. Verder is het opvallend dat bij de 60-plussers minder variantie verklaard wordt dan bij de andere groepen. Waarschijnlijk valt dit te wijten aan de fysieke mogelijkheden die in deze levensloopfase een groot deel van de verdeling van huishoudelijk werk bepalen. Ook kan het zijn dat gewoonten inzake de verdeling van huishoudelijk werk zich gevormd hebben in vorige levensloopfasen en blijven voortbestaan in latere levensloopfasen.
5.3.Verklaringen op nationaal niveau In tabel 11 worden de vier macrovariabelen apart toegevoegd. De effecten van de individuele variabelen worden niet meer getoond, aangezien deze nauwelijks veranderen onder invloed van toevoeging van de macrovariabelen. Voor bijna alle koppels (uitgezonderd levensloopfase 3 en 6) heeft de progressiviteit van de algemene gendercultuur een significant positief effect op de gendergelijkheid in de verdeling van huishoudelijk werk. Zo is het voor jonge koppels zonder kinderen zo dat met elke standaardafwijking dat de progressiviteit van de nationale gendercultuur stijgt, het aandeel van het huishoudelijk werk waarvoor de vrouw verantwoordelijk is daalt met 8.46%. Uit de variantiecomponenten blijkt dat de gendercultuur 18.35% van de variantie op landniveau verklaart4. Ook in levensloopfasen 2, 4 en 5 verklaart gendercultuur steeds ongeveer 10% van de variantie op landniveau. Dit is vrij weinig, aangezien de te verklaren variantie op landniveau in het lege model niet hoger lag dan 10% (zie tabel 7). De drie beleidsvariabelen hebben geen significante effecten en verklaren ook maar een klein deel van de variantie5. Enkel bij oudere koppels (zie fase 6) heeft de beschikbaarheid van ouderschapsverlof voor mannen een significant effect. Hoewel deze maatregel in de eerste plaats vaders sterker lijkt te betrekken in de private sfeer van het huishouden, is het een beleidsmaatregel die past binnen ‘supported familialism’. Het is mogelijk dat in landen waar ouderschapsverlof specifiek voor mannen beschikbaar is, het ouderschapsverlof voor vrouwen al erg uitgebreid is. Een uitgebreide beschikbaarheid van ouderschapsverlof voor vrouwen 4
Om dit te meten werd gebruik gemaakt van de R²-maat van Bosker & Snijders. Deze werd berekend aan de
hand van volgende formule:
.
5
Bij de modellen waarin de beleidsvariabelen opgenomen zijn, zijn – omwille van een gebrek aan indicatoren voor bepaalde landen – niet alle oorspronkelijke respondenten uit alle landen opgenomen. Hierdoor is de R² bij deze modellen minder zinvol om te interpreteren en is dat ook niet uitgebreid gebeurd.
25
versterkt de rol van de vrouw in de private sfeer gedurende een kritieke periode waarin het huishoudelijk werk sterk toeneemt en kan bijdragen tot een minder genderegalitaire context. Tabel 11: Multilevelmodellen van de macrodeterminanten voor de verdeling van huishoudelijk werk bij samenwonende koppels van verschillend geslacht (16 – 94 jaar) na controle voor de individuele determinanten Levensloopfase 1 2 3 4 5 6 Intercept 68.66*** 73.63*** 73.45*** 63.66*** 55.10*** 72.66*** Gendercultuur -8.46** -7.17*** -4.75 -6.16** -7.45** -2.88 Variantiecomponenten Intercept 14.93*** 9.49*** 16.10*** 13.04*** 16.50*** 31.58*** Residu level 1 294.49*** 250.56*** 273.09*** 306.73*** 307.68*** 410.91*** IKC 4.82% 3.65% 5.57% 4.08% 5.09% 7.14% R² Level 2 49.83% 61.61% 51.03% 54.77% 49.76% 8.83% AIC 18962.40 35118.20 26996.30 20130.00 27139.20 55828.40 N 2220 4193 3189 2346 3162 6295 Intercept Full time kinderopvang Variantiecomponenten Intercept Residu level 1 IKC R² Level 2 AIC N
68.80*** -0.91
73.63*** -1.23
74.02*** -0.32
63.57*** -0.85
52.97*** -0.63
71.24*** 1.01
22.43*** 291.63*** 7.14% 28.49% 17550.70 2056
12.40*** 246.12*** 4.79% 51.24% 332521.60 4010
18.21*** 269.76*** 6.32% 45.29% 25702.60 3040
15.70*** 301.83*** 4.94% 47.11% 19027.30 2221
21.92*** 306.18*** 6.68% 35.05% 25724.50 2998
30.19*** 408.86*** 6.80% 13.82% 53848.10 6075
Intercept Ouderschapsverlof mannen Variantiecomponenten Intercept Residu level 1 IKC R² Level 2 AIC N
68.69*** 0.99
73.71*** 0.23
74.08*** 1.18
65.13*** 0.05
52.74*** 1.02
72.29*** 2.41**
23.38*** 291.50*** 7.42% 25.77% 17610.40 2063
15.11*** 250.88*** 5.68% 41.44% 33543.00 4003
17.06*** 270.02*** 5.94% 48.44% 25619.70 3030
17.66*** 299.22*** 5.57% 41.46% 18873.60 2205
21.624*** 302.43*** 6.67% 35.91% 25816.20 3013
27.59*** 406.99*** 6.35% 19.94% 53181.10 6003
Intercept Neutraliteit belastingssysteem Variantiecomponenten Intercept Residu level 1 IKC R² Level 2 AIC N
68.35*** -0.37
73.15*** -0.69
73.98*** 0.15
63.76*** 0.61
53.20*** 0.28
72.08*** 1.79
14.33*** 294.65*** 7.30% 28.46% 17151.10 2014
11.92*** 254.42*** 4.63% 52.96% 32923.70 3940
18.00*** 267.22*** 6.31% 45.90% 25183.10 2982
16.47*** 298.61*** 5.23% 44.94% 18379.30 2148
20.02*** 306.18*** 6.14% 40.20% 25292.90 2948
26.98*** 401.56*** 6.30% 21.65% 52205.80 5902
Nota : De coëfficiënten van de microvariabelen worden niet getoond. Er ontbreken data voor bepaalde landen. waardoor deze niet zijn opgenomen in de analyse. Full time kinderopvang Rusland. Ouderschapsverlof mannen Tsjechië. Neutraliteit belastingssysteem Zwitserland en Rusland. Levensloopfasen: 1 = vrouw <45j. geen inwonende kinderen; 2 = vrouw <60j. inwonend kind <6j.; 3 = vrouw <60j. inwonend kind 6 - 15j.; 4= vrouw <60j. inwonend kind 16 – 24j.; 5 = vrouw 45 – 59j. geen inwonende kinderen; 6 = vrouw >59j.; IKC = Intra-klasse correlatiecoëfficiënt Significantieniveaus: * p<.1. ** p < .05. *** p < .01 Bron: ESS5, EVS2008, Multilinks database 2009, Eurostat 2008, OECD family database 2010
26
5.4.Interactie tussen de verschillende niveaus Tabel 12: Multilevelmodellen voor de belangrijkste microvariabelen, macrovariabelen en crosslevelinteracties bij samenwonende koppels van verschillend geslacht (16 – 94 jaar) na controle voor de overige microvariabelen Levensloopfase 1 2 3 4 5 6 Intercept 68.718*** 73.474*** 73.584*** 64.313*** 55.455*** 72.640*** Time Availability -0.204*** -0.203*** -0.199*** -0.219*** -0.211*** -0.187*** * GC 0.076 0.004 -0.60 -0.086 0.006 -0.312*** Relative resources -0.701** -1.932*** -1.850*** -1.175*** -1.591*** -1.304*** * GC 0.427 0.544 -0.312 0.320 -2.299** -0.184 Gender Ideology -2.739*** -3.657*** -2.171*** -0.690 -2.001*** -1.850** * GC 0.914 -2.459** -1.592 -2.459 0.259 1.335 GC -13.933** -2.140 1.923 2.085 -2.892 -3.224 AIC
18959.00+
35112.70+
26992.10+
20124.20-
27132.20+
55805.10+
Intercept Time Availability * KO Relative resources * KO Gender Ideology * KO KO
68.867*** -0.208*** 0.042* -0.713** -0.015 -2.916*** 0.146 -2.376
73.374*** -0.206*** -0.020 -1.706*** 0.976*** -2.416*** -0.786** -0.761
74.233*** -0.197*** -0.010 -1.684*** 0.226 -2.442*** -0.739** 1.484
64.472*** -0.215*** -0.020 -1.210*** -0.106 -0.772 -0.797* 1.909
53.143*** -0.213*** -0.006 -1.505*** 0.044 -2.115*** -0.365 -0.423
71.128*** -0.188*** -0.075*** -1.222*** 0.153 -1.834*** 0.176 0.650
AIC
17552.40-
33508.40+
25704.60-
19028.00-
25730.50-
53841.00+
Intercept Time Availability * OVM Relative resources * OVM Gender Ideology * OVM OVM
68.585*** -0.201*** 0.021 -0.796** 0.012 -2.934*** -0.348 1.367
73.744*** -0.202*** -0.011 -1.757*** 0.081 -2.432*** -0.404 1.361
74.233*** -0.197*** -0.010 -1.684*** 0.226 -2.442*** -0.739** 1.484
65.574*** -0.211*** -0.025 -1.116*** 1.073*** -1.085* -0.972** 0.981
52.384*** -0.212*** -0.043 -1.518*** --0.235 -2.062*** -0.518 4.037**
72.695*** -0.196*** -0.051** -1.242*** 0.036 -1.845*** -0.453 3.745**
AIC
17615.00-
33548.60-
25623.50-
18866.20+
25810.60+
53178.10+
Intercept Time Availability * NBS Relative resources * NBS Gender Ideology * NBS NBS
68.567*** -0.216*** 0.043** -0.564* -0.462 -2.985*** 0.070 -0.592
73.129*** -0.204*** -0.013 -1.942*** 0.022 -2.402*** -0.652** 1.116
74.038*** -0.196*** 0.014 -1.805*** -0.036 -2.315*** -0.525 1.111
63.754*** -0.205*** -0.004 -1.334*** 0.351 -0.962* 0.094 -0.264
53.532*** -0.213*** 0.006 -1.611*** -0.288 -2.229*** -0.853** 2.801*
72.378*** -0.209*** -0.056*** -1.404*** 0.077 -1.914*** -0.454 2.812*
AIC
17152.60-
32925.50-
25187.90-
18383.90-
25292.30+
52203.70+
Nota : De coëfficiënten van de microvariabelen worden niet getoond. Er ontbreken data voor bepaalde landen waardoor deze niet zijn opgenomen in de analyse. FKO Rusland. OVM Tsjechië. NBS Zwitserland – Rusland. Levensloopfasen: 1 = vrouw <45j. geen inwonende kinderen; 2 = vrouw <60j. inwonend kind <6j.; 3 = vrouw <60j. inwonend kind 6 - 15j.; 4= vrouw <60j. inwonend kind 16 – 24j.; 5 = vrouw 45 – 59j. geen inwonende kinderen; 6 = vrouw >59j.; GC = gendercultuur; KO = % 0-2 jarigen in kinderopvang (>30u/week); OVM = quota ouderschapsverlof voor mannen; NBS = neutraliteit belastingssysteem. AIC: + AIC is kleiner dan in vorige model (verbetering fit). - AIC is groter dan in vorige model (verslechtering fit) Significantieniveaus: * p<.1, ** p < .05, *** p < .01 Bron: ESS5, EVS2008, Multilinks database 2009, Eurostat 2008, OECD family database 2010
27
In tabel 12 wordt gekeken naar de interactie-effecten tussen de drie belangrijkste microvariabelen en de vier macrovariabelen. Voor jonge koppels zonder kinderen (levensloopfase 1) zijn er geen significante interactieeffecten tussen gendercultuur en de microvariabelen zichtbaar. Wat wel opvalt is dat het effect van gendercultuur groter geworden is. In gezinnen waar de vrouw niet werkt, niet bijdraagt aan het huishoudinkomen en het koppel traditionele genderwaarden onderschrijft, heeft de gendercultuur op landniveau een sterker effect (b=-13.933). Het toevoegen van de interactie-effecten met de andere macrovariabelen lijkt voor een verslechtering van de fit van de rest van de modellen te zorgen (zie AIC). Hierdoor is het niet zinvol om rond deze variabelen conclusies te vormen. Bij koppels met jonge kinderen (levensloopfase 2) heeft na controle voor de interactie-effecten geen enkele macrovariabele nog een onafhankelijk significant effect. Gendercultuur en full time kinderopvang hebben wel een effect in hun interactie met ‘gender ideology’ (bij de andere modellen is de fit niet beter dan bij het vorige model). Hoe progressiever de gendercultuur van een land en hoe meer ouders full time gebruik maken van kinderopvang, hoe groter het negatief effect van ‘gender ideology’ op het percentage dat de vrouw wekelijks spendeert aan huishoudelijk werk. In figuur 1 wordt de interactie tussen de macrovariabelen en gendercultuur visueel weergegeven. De waarden voor gendercultuur en full time kinderopvang zijn berekend op basis van de hoogst en laagst mogelijke waarde die terug te vinden was tussen de macrovariabelen. Twee uitersten worden dus eigenlijk met elkaar vergeleken. De waarden voor de andere variabelen werden constant gehouden op 0. Uit de figuur blijkt dat bij koppels met een sterk traditionele genderideologie (0) de nationale gendercultuur amper een rol speelt in de verdeling van huishoudelijk werk, terwijl dit bij koppels met progressieve genderwaarden (4) wel het geval is. Terwijl koppels met progressieve genderwaarden die in een egalitaire gendercontext (qua cultuur en kinderopvang) leven de huishoudelijke taken bijna gelijk verdelen is dit voor koppels met progressieve genderwaarden die in een inegalitaire gendercontext leven lang niet het geval. Figuur 1: Het effect van genderideologie op de verdeling van huishoudelijk werk naar gendercultuur en het gebruik van full time kinderopvang bij koppels met jonge kinderen (levensloopfase 2) Traditionele gendercultuur
Weinig full time kinderopvang
Egalitaire gendercultuur
Veel full time kinderopvang
80 75 70 65 60 55 50 45
x-as (→) = ‘gender ideology’
80 75 70 65 60 55 50 45 0
1
2
3
4
y-as (↑) = Proportie huishoudelijk werk waarvoor vrouw verantwoordelijk is Bron: ESS5
0
1
2
3
4
28
Het lijkt er dus op dat voor koppels met jonge kinderen een genderegalitaire cultuur en beleidscontext samengaat met een sterker effect van genderegalitaire waarden. In tabel 10 zagen we dat genderwaarden op individueel niveau een minder grote rol spelen bij koppels met jonge kinderen, maar nu blijkt dat de effecten van progressieve genderwaarden wel groter zijn in landen met een genderegalitaire cultuur en beleidscontext. Op een sleutelmoment in de levensloop zoals bij de geboorte van een kind lijkt de nationale gendercontext dus een redelijk belangrijke rol te spelen. In een omgeving die genderegalitaire waarden bevestigt, is het gemakkelijker voor deze koppels om hun ideeën effectief om te zetten in gedrag. Voor koppels met kinderen tussen de 6 en 15 jaar (levensloopfase 3) zien we dat de modellen met de interactie-effecten van full time kinderopvang, ouderschapsverlof en de neutraliteit van het belastingssysteem geen verbetering zijn op het model waarin enkel de onafhankelijke effecten opgenomen waren (zie AIC). Enkel het model met de interactie-effecten met gendercultuur is een verbetering, maar hier zijn de gendercultuur en de interactie-effecten met de individuele variabelen nog steeds niet significant. Ook voor koppels met inwonende kinderen tussen 16 en 24 jaar (levensloopfase 4) zien we dat bijna geen enkel model met cross-level-interactie-effecten een verbetering is ten opzichte van het model zonder deze effecten (zie AIC). Enkel het model met de cross-level-interactieeffecten met de beschikbaarheid van ouderschapsverlof voor mannen is een verbetering. De beschikbaarheid van ouderschapsverlof voor mannen verkleint het negatief effect van ‘relative resources’ en vergroot het negatieve effect van ‘gender ideology’ op de proportie van het huishoudelijk werk waarvoor de vrouw verantwoordelijk is. Bij koppels tussen 45 en 59 jaar oud zonder inwonende kinderen (levensloopfase 5) heeft gendercultuur enkel een significant effect via zijn interactie met ‘relative resources’ (in de zin dat het negatief effect van de proportie van het inkomen dat de vrouw bijdraagt vergroot wordt). Verder zien we ook dat de beschikbaarheid van ouderschapsverlof voor vaders en de neutraliteit van het belastingssysteem een licht positief effect heeft op de proportie van het huishoudelijk werk waar de vrouw verantwoordelijk voor is bij koppels waarvan de vrouw niet werkt, geen inkomen heeft en de respondent een traditionele genderideologie aanhangt. Bij oudere koppels (levensloopfase 6) zien we opeens dat de macrovariabelen vooral een sterk effect hebben in hun interactie met ‘time availabilty’. In landen met een progressieve gendercultuur waar veel gebruik gemaakt wordt van full time kinderopvang, ouderschapsverlof beschikbaar is voor vaders en belastingssystemen veeleer neutraal zijn, heeft ‘time availability’ een significant groter negatief effect. Na controle van de respondenten blijkt echter dat ongeveer 85% van de vrouwen ouder dan 60 in de steekproef gemiddeld 0 uren per week werkt, waardoor koppels waarvan de vrouwen wel werken veeleer uitzonderingen zijn. Het is dus weinig zinvol om hier conclusies rond te trekken. De gegenderde verdeling van huishoudelijk werk is bij deze gezinnen waarschijnlijk moeilijker te vatten dan bij de andere gezinnen aangezien ze minder in contact komen met kinderopvang en ouderschapsverlof en hun gewoonten inzake de verdeling van huishoudelijk werk zich al veel vroeger in de levensloop gevormd hebben.
29
6. Conclusie en discussie De bedoeling van dit onderzoek was om na te gaan hoe individuele en contextuele kenmerken de gegenderde verdeling van huishoudelijk werk doorheen verschillende fasen van de levensloop beïnvloeden. Deze aanpak is vernieuwend aangezien het de invloed van context op gendergelijkheid binnen het gezin vanuit een levensloopperspectief benadert. Uit de resultaten bleek in de eerste plaats dat in alle landen en alle levensloopfasen de gemiddelde vrouw verantwoordelijk is voor het grootste deel van het huishoudelijk werk. De genderongelijkheid is echter het grootst bij koppels met inwonende kinderen en het kleinst bij jonge koppels zonder inwonende kinderen. Dit bevestigt de resultaten van longitudinaal onderzoek (Baxter et al., 2008; Buhlmann et al., 2010; Lundberg & Rose, 1999; Nomaguchi & Milkie, 2003) waaruit bleek dat de komst van kinderen gepaard gaat met een minder gelijke verdeling van huishoudelijk werk. In alle fasen van de levensloop vergroot de gendergelijkheid naarmate de werkuren van de vrouw stijgen (‘time availability’), de proportie van het huishoudinkomen waarvoor ze verantwoordelijk is, groter is (‘relative resources’) en de progressiviteit van de genderwaarden van het koppel versterkt (‘gender ideology’). De verdeling lijkt in alle fasen ongeveer even sterk beïnvloed te worden door ‘time availability’. Het aantal gewerkte uren per week is de beste verklarende variabele voor de proportie van het huishoudelijk werk waarvoor de vrouw verantwoordelijk is. Het effect van ‘relative resources’ is het kleinst bij jonge koppels zonder kinderen en het grootst bij koppels met jonge kinderen. Bij jonge kinderloze koppels lijkt de bijdrage tot het huishoudinkomen van relatief klein belang te zijn; of men economisch afhankelijk is of niet beïnvloedt de gendergelijkheid in beperkte mate. Bij koppels met jonge kinderen lijkt de financiële onderhandelingsmacht wel van relatief groot belang te zijn. Dit kan verklaard worden door het feit dat economisch afhankelijke vrouwen of mannen met kind dubbel zoveel te verliezen hebben in het geval van uit elkaar gaan. Hierdoor speelt hun inkomen een relatief grotere rol in de onderhandeling over de huishoudelijke taakverdeling. Het effect van genderideologie is dan weer het grootst bij jonge koppels zonder kinderen en wat kleiner bij koppels met inwonende kinderen. Ideeën over gendergelijkheid hebben in de kinderloze levensfasen een relatief grote invloed op de huishoudelijke taakverdeling. Genderegalitaire ideeën worden gemakkelijker vertaald naar de realiteit terwijl die in levensfasen met kinderen deels overtroffen worden door de cultureel dominante ideeën die verbonden zijn aan ouderschap. Genderideologie wordt hier overtroffen door ouderschapsideologie. Dit onderzoek lijkt de stelling van Martinengo et al. (2010) te ondersteunen dat culturele ideeën over ouderschap sterker zijn dan culturele ideeën over genderegalitarisme. De gegenderde taakverdeling wordt bij oudere koppels minder goed verklaard door de geselecteerde variabelen. Mogelijk heeft dit te maken met het feit dat de huishoudelijke taakverdeling bij deze koppels het resultaat is van gewoonten die zich in het verleden hebben gevormd. Ook kan het zijn dat de fysieke mogelijkheden van deze personen een bepalende rol spelen. 30
Over het algemeen kan gesteld worden dat de nationale gendercultuur een significant belangrijke rol speelt in de verdeling van huishoudelijk werk (behalve voor gezinnen met kinderen tussen 6 en 15 jaar oud en oudere koppels). Hoe progressiever de nationale gendercultuur, hoe groter de gendergelijkheid in een gezin. De besluitvorming over de verdeling van huishoudelijk werk in de familie zit ingebed in een culturele context en deze gendercultuur heeft een invloed op het gedrag van individuen, onafhankelijk van hun persoonlijke overtuigingen. Verder lijken koppels met jonge kinderen en progressieve genderwaarden er een stuk beter in te slagen om hun waarden om te zetten in de realiteit in een land met een progressieve gendercultuur en veel full time kinderopvang is. Voor koppels met een progressieve genderideologie die zich in dit sleutelmoment van de levensloop bevinden. speelt de nationale gendercontext dus een belangrijke rol. Hoewel genderwaarden op individueel niveau relatief gezien een minder grote rol spelen bij koppels met jonge kinderen, zijn de effecten van progressieve genderwaarden wel groter in landen met een genderegalitaire cultuur en beleidscontext. Een progressieve gendercontext op vlak van cultuur en formele kinderopvang lijkt bij deze koppels cruciaal voor het omzetten van progressieve ideeën en waarden in de realiteit. Mogelijk wordt dit effect zelfs onderschat aangezien personen hun ideeën aanpassen aan hun gedrag om cognitieve dissonantie op te lossen (Buhlmann et al., 2010). Het effect van gendercultuur was dus duidelijk en redelijk sterk. Bij de effecten van de beleidsvariabelen en hun interacties was dit in mindere mate het geval. Zo bleek de beschikbaarheid van ouderschapsverlof voor mannen bijvoorbeeld gepaard te gaan met een significante verlaging van de gendergelijkheid binnen het gezin bij koppels tussen 45 – 59 jaar oud zonder kinderen en koppels ouder dan 60. Dit effect zou veroorzaakt kunnen worden door een correlatie met andere beleidselementen. De beschikbaarheid van ouderschapsverlof voor mannen valt echter onder ‘supported familialism’. Verder onderzoek is hier aangewezen. De onduidelijkheid over de effecten van beleid kan het gevolg zijn van verschillende elementen. Zo moet beleid op het vlak van gendergelijkheid vaak enige tijd aanwezig zijn vooraleer het de idealen en actueel gedrag van individuen kan beïnvloeden (Bernhardt et al., 2008) en kan een discrepantie tussen culturele ideeën en beleid ervoor zorgen dat beleid niet het gewilde of verwachte effect heeft (Pfau-Effinger, 2005). Verder is de beleidscontext vaak complex en is het moeilijk om het effect van één beleidsmaatregel uit te zonderen, aangezien de beleidscontext in vele landen niet homogeen is en tegenstrijdig op bepaalde vlakken (Anxo et al., 2010). We kunnen besluiten dat de mate waarin de tweede fase (private gendergelijkheid) van de genderrevolutie voltrokken is in grote mate samenhangt met de mate waarin publieke gendergelijkheid op individueel niveau (in de zin van vrouwelijke tewerkstelling) geldt. Op een hoger niveau zijn het voornamelijk culturele factoren die deze private gendergelijkheid beïnvloeden. Gezinsbeleid kan een rol spelen in de beïnvloeding van deze cultuur, maar tegenstrijdige elementen in de gehele beleidscontext moeten weggewerkt worden voor het reëele en eenduidig positieve effecten kan hebben op de private gendergelijkheid. Vooral in
31
levensloopfasen waar kinderen aanwezig zijn en de private genderongelijkheid het grootst is, kan beleid potentieel een belangrijke rol spelen. Dit onderzoek is uitgevoerd aan de hand van data van European Social Survey 5 uit 2010 voor 24 Europese landen. De data zijn dus vrij recent en een ander groot voordeel is dat er voor bepaalde onderdelen van de vragenlijst – die relevant waren voor dit onderzoek – zowel naar de eigen kenmerken als naar die van de partner gepeild worden. Er zijn echter ook beperkingen verbonden aan het gebruik van de survey. In de eerste plaats is de steekproef vrij beperkt (gemiddeld 1002 personen per land), zeker aangezien deze ook nog eens verdeeld is over 6 levensloopcategorieën. Verder peilde de survey enkel naar de totale tijd die men per week aan een gehele set van huishoudelijke taken spendeerde. Er werd dus geen onderscheid gemaakt worden tussen typisch mannelijke en typisch vrouwelijke taken. Dit kan echter ook zijn voordelen hebben aangezien de overschatting van de tijdsbesteding door overlapping van taken zo gereduceerd wordt en de ongelijke verdeling van huishoudelijk werk niet overschat wordt (wat wel gebeurt wanneer men geen rekening houdt met typisch mannelijke klussen). Een derde mogelijk probleem is dat het hier gaat om cross-sectionele data. De verschillende levensloopfasen hebben daarom ook betrekking op verschillende generaties. Om na te gaan hoe de taakverdeling varieert doorheen de levensloop zijn longitudinale data met een longitudinale meting van de de taakverdeling vereist. Deze data zijn vooralsnog niet beschikbaar of gemakkelijk te verzamelen. Voor toekomstig onderzoek zou het interessant zijn om – indien mogelijk – met longitudinale data te werken. Bij toekomstig onderzoek naar de invloed van gendercultuur op private gendergelijkheid kan het zinvol zijn om in kleinere sociale contexten de invloed van cultuur na te gaan. Multilevelonderzoek op provinciaal of gemeentelijk niveau of onderzoek dat rekening houdt met de invloed van socio-culturele referentiegroepen (qua opleidingsniveau of etniciteit) kan hier een bijdrage leveren. Om een beter inzicht te krijgen in de invloed van beleid op het private leven van individuen, zou het ook interessant zijn om er in toekomstig onderzoek rekening met te houden hoe lang bepaald beleid al geïnstitutionaliseerd is en wat de relatie is met culturele elementen. Verder is het moeilijk om de specifieke motivatie of precieze dynamiek van de besluitvorming rond de huishoudelijke taakverdeling en de invloed die cultuur en beleid hierop uitoefenen bloot te leggen met kwantitatief onderzoek. Kwalitatief onderzoek dat peilt naar de achterliggende denkmechanismen en de vorming van deze gewoonten onder invloed van beleid en cultuur is aangewezen om een beter zicht te krijgen op hoe dit praktisch in zijn werk gaat.
7. Bibliografie Altintas, E. (2009). State-of-the-art Report: Division of Domestig Labour. EqualSoc (pp. 20). Oxford: University of Oxford. Anxo, D., Bosch, G., & Rubery, J. (2010). Shaping the life course: a European perspective. In D. Anxo, G. Bosch & J. Rubery (Eds.), The welfare state and life transitions: a European perspective. Cheltenham, UK ; Northampton, MA: Edward Elgar. Anxo, D., Mencarini, L., Pailhe, A., Solaz, A., Tanturri, M. L., & Flood, L. (2011). Gender Differences in Time Use over the Life Course in France, Italy, Sweden, and the Us. Feminist Economics, 17(3), 159-195. doi: 1080/13545701.2011.582822 32
Apps, P., & Rees, R. (2005). Gender, time use, and public policy over the life cycle. Oxford Review of Economic Policy, 21(3), 439-461. doi: 10.1093/Oxrep/Gri025 Batalova, J. A., & Cohen, P. N. (2002). Premarital cohabitation and housework: Couples in crossnational perspective. Journal of Marriage and Family, 64(3), 743-755. doi: 10.1111/j.17413737.2002.00743.x Baxter, J. (2005). To marry or not to marry - Marital status and the household division of labor. Journal of Family Issues, 26(3), 300-321. doi: 10.1177/0192513x04270473 Baxter, J., Hewitt, B., & Haynes, M. (2008). Life course transitions and housework: Marriage, parenthood, and time on housework. Journal of Marriage and Family, 70(2), 259-272. doi: 10.1111/j.1741-3737.2008.00479.x Becker, G. S. (1981). A treatise on the family. Cambridge, Mass.: Harvard University Press. Bernhardt, E., Noack, T., & Lyngstad, T. H. (2008). Shared housework in Norway and Sweden: advancing the gender revolution. Journal of European Social Policy, 18(3), 275-288. doi: 10.1177/0958928708091060 Bianchi, S. M., Milkie, M. A., Sayer, L. C., & Robinson, J. P. (2000). Is anyone doing the housework? Trends in the gender division of household labor. Social Forces, 79(1), 191-228. doi: 10.2307/2675569 Bourdieu, P. (1996). On the family as a realized category. Theory Culture & Society, 13(3), 19-26. doi: 10.1177/026327696013003002 Brines, J. (1993). The Exchange Value of Housework. Rationality and Society, 5(3), 302-340. doi: 10.1177/1043463193005003003 Buhlmann, F., Elcheroth, G., & Tettamanti, M. (2010). The Division of Labour Among European Couples: The Effects of Life Course and Welfare Policy on ValuePractice Configurations. European Sociological Review, 26(1), 49-66. doi: 10.1093/Esr/Jcp004 Claffey, S. T., & Manning, K. R. (2010). Equity but not Equality: Commentary on Lachance-Grzela and Bouchard. Sex Roles, 63(11-12), 781-785. doi: 10.1007/s11199-010-9848-5 Coltrane, S. (2000). Research on household labor: Modeling and measuring the social embeddedness of routine family work. Journal of Marriage and the Family, 62(4), 1208-1233. doi: 10.1111/j.1741-3737.2000.01208.x Coverman, S. (1985). Explaining Husbands Participation in Domestic Labor. Sociological Quarterly, 26(1), 81-97. doi: 10.1111/j.1533-8525.1985.tb00217.x Crompton, R. (1999). Restructuring Gender Relations and Employment: The Decline of the Male Breadwinner. Oxford: Oxford University Press. Crompton, R., Brockmann, M., & Lyonette, C. (2005). Attitudes, women's employment and the domestic division of labour: a cross-national analysis in two waves. Work Employment and Society, 19(2), 213-233. doi: 10.1177/0950017005053168 Dex, S. (2010). an state policies produce equality in housework? In . Treas S. Drobni (Eds.), Dividing the domestic : men, women, and household work in cross-national perspective (pp. 41-58). Stanford: Stanford University Press. Durkheim, E. (1951). Suicide, a study in sociology. Glencoe, Ill.,: Free Press. Elchardus, M., & Glorieux, I. (1994). The searche for the invisible 8 hours. The gendered use of time in a society with a high labour force participation of women. Time & Society, 3(1), 5-28. doi: 10.1177/0961463X94003001001 Esping-Andersen, G. (2002). A New Gender Contract. In G. Esping-Andersen (Ed.), Why we need a new welfare state (pp. 68-95). New York: Oxford University Press. European Social Survey Round 5. (2010). Data file edition 3.0. Norway: Norwegian Social Science Data Services - Data Archive and distributor of ESS data. Eurostat. (2010). Formal child care by duration and age group (EU-SILC). Luxembourg: Eurostat. EVS (2011). European Values Study 2008: Integrated Dataset (EVS 2008) (ZA4751 Data File Version 2.0.0 ed.). Cologne: GESIS Data Archive. Fuwa, M. (2004). Macro-level gender inequality and the division of household labor in 22 countries. American Sociological Review, 69(6), 751-767. doi: 10.1177/000312240406900601 Fuwa, M., & Cohen, P. N. (2007). Housework and social policy. Social Science Research, 36(2), 512530. doi: 10.1016/j.ssresearch.2006.04.005
33
Geist, C. (2005). The welfare state and the home: Regime differences in the domestic division of labour. European Sociological Review, 21(1), 23-41. doi: 10.1093/Esr/Jci002 Geist, C., & Cohen, P. N. (2011). Headed Toward Equality? Housework Change in Comparative Perspective. Journal of Marriage and Family, 73(4), 832-844. doi: 10.1111/j.17413737.2011.00850.x Gershuny, J. (2000). Changing times : work and leisure in postindustrial society. Oxford England ; New York N.Y., U.S.: Oxford University Press. Glorieux, I. K., Suzanne, Mestdag, I., & Minnen, J. (2006). De 24 uur van Vlaanderen. Het dagelijks leven van minuut tot minuut. Leuven: LannooCampus. Goldscheider, F. K. (2000). Men, children and the future of the family in the third millennium. Futures, 32(6), 525-538. doi: 10.1016/S0016-3287(00)00005-7 Goldscheider, F. K., Olah, L. S., & Puur, A. (2010). Reconciling studies of men's gender attitudes and fertility: Response to Westoff and Higgins. Demographic Research, 22, 189-197. doi: 10.4054/DemRes.2010.22.8 Grunow, D., Schulz, F., & Blossfeld, H. P. (2012). What determines change in the division of housework over the course of marriage? International Sociology, 27(3), 289-307. doi: 10.1177/0268580911423056 Gupta, S. (1999). The effects of transitions in marital status on men's performance of housework. Journal of Marriage and the Family, 61(3), 700-711. doi: 10.2307/353571 Hochschild, A. R., & Machung, A. (1989). The second shift : working parents and the revolution at home. New York, N.Y.: Viking. Hook, J. L. (2006). Care in context: Men's unpaid work in 20 countries, 1965-2003. American Sociological Review, 71(4), 639-660. doi: 10.1177/000312240607100406 Hook, J. L. (2010). Gender Inequality in the Welfare State: Sex Segregation in Housework, 19652003. American Journal of Sociology, 115(5), 1480-1523. doi: 10.1086/651384 Ishiikuntz, M., & Coltrane, S. (1992). Predicting the Sharing of Household Labor - Are Parenting and Housework Distinct. Sociological Perspectives, 35(4), 629-647. Kamo, Y. (2000). "He said, she said": Assessing discrepancies in husbands' and wives' reports on the division of household labor. Social Science Research, 29(4), 459-476. doi: 10.1006/ssre.2000.0674 Keck, W., & Saraceno, C. (2011). Database on intergenerational policy indicators: methodological report. Berlin: Social Science Researche Center Berlin. Knudsen, K., & Waerness, K. (2008). National context and spouses housework in 34 countries. European Sociological Review, 24(1), 97-113. doi: 10.1093/Esr/Jcm037 Koelet, S. (2005). Standvastige verschillen. Een analyse van theoretische benaderingen over de verdeling van het huishoudelijke werk van vrouwen en mannen op basis van tijdsbudgetonderzoek. Doctoraat, Vrije Universiteit Brussel, Brussel. Lachance-Grzela, M., & Bouchard, G. (2010). Why Do Women Do the Lion's Share of Housework? A Decade of Research. Sex Roles, 63(11-12), 767-780. doi: 10.1007/s11199-010-9797-z Lappegård, T., Kjeldstad, R., & Skarðhamar, T. (2012). The division of housework: Does regional context matter? Oslo: Statistics Norway. Lee, Y. S., & Waite, L. J. (2005). Husbands' and wives' time spent on housework: A comparison of measures. Journal of Marriage and Family, 67(2), 328-336. doi: 10.1111/j.00222445.2005.00119.x Lundberg, S., & Rose, E. (1999). The determinants of specialization within marriage Working paper UWEC 2005-07 (pp. 36). Seattle: University of Washington. Martinengo, G., Jacob, J. I., & Hill, E. J. (2010). Gender and the Work-Family Interface: Exploring Differences Across the Family Life Course. Journal of Family Issues, 31(10), 1363-1390. doi: 10.1177/0192513x10361709 McDonald, P. (2000a). Gender equity in theories of fertility transition. Population and Development Review, 26(3), 427-439. doi: 10.1111/j.1728-4457.2000.00427.x McDonald, P. (2000b). Gender equity, social institutions and the future of fertility. Journal of Population Research, 17(1), 1-16. doi: 10.1007/BF03029445 Moen, P., & Sweet, S. (2004). From 'work-family' to 'flexible careers'. A life course reframing. Community, Work & Family, 7(2), 209-226. doi: 10.1080/1366880042000245489 34
Mortelmans, D., & Snoeckx, L. (2009). Cross-regional divorce risks in Belgium: Culture of Legislative System? Journal of Divorce & Remarriage, 50, 541-564. doi: 10.1080/10502550902970520 Multilinks Database. (2011). Leave dedicated to fathers. Berlin: Social Science Research Center Berlin. Neyer, G., & Andersson, G. (2008). Consequences of Family Policies on Childbearing Behavior: Effects or Artifacts ? Population and Development Review, 34(4), 699-724. doi: 10.1111/j.1728-4457.2008.00246.x Nomaguchi, K. M., & Milkie, M. A. (2003). Costs and rewards of children: The effects of becoming a parent on adults' lives. Journal of Marriage and Family, 65(2), 356-374. doi: 10.1111/j.17413737.2003.00356.x OECD. (2012a). OECD Family Database. Paris: OECD (www.oecd.org/social/family/database). OECD. (2012b). PF1.4: Neutrality of tax/benefit systems. Paris: OECD. Pascall, G., & Lewis, J. (2004). Emerging gender regimes and policies for gender equality in a wider Europe. Journal of Social Policy, 33, 373-394. doi: 10.1017/S004727940400772x Pfau-Effinger, B. (2005). Culture and welfare state policies: Reflections on a complex interrelation. Journal of Social Policy, 34, 3-20. doi: 10.1017/S0047279404008232 Pfau-Effinger, B. (2010). Cultural and institutional contexts. In J. Treas (Ed.), Dividing the domestic : men, women, and household work in cross-national perspective (pp. 125-146). Stanford: Stanford University Press. Sanchez, L., & Thomson, E. (1997). Becoming mothers and fathers - Parenthood, gender, and the division of labor. Gender & Society, 11(6), 747-772. doi: 10.1177/089124397011006003 Saraceno, C., & Keck, W. (2011). Towards an integrated approach for the analysis of gender equity in policies supporting paid work and care responsibilities. Demographic Research, 25, 371-405. doi: 10.4054/DemRes.2011.25.11 Schulz, F., & Grunow, D. (2012). Comparing Diary and Survey Estimates on Time Use. European Sociological Review, 28(5), 622-632. doi: 10.1093/Esr/Jcr030 Swisher, R., Sweet, S., & Moen, P. (2004). The family-friendly community and its life course fit for dual-earner couples. Journal of Marriage and Family, 66(2), 281-292. doi: 10.1111/j.17413737.2004.00020.x van der Lippe, T., de Ruijter, J., de Ruijter, E., & Raub, W. (2011). Persistent Inequalities in Time Use between Men and Women: A Detailed Look at the Influence of Economic Circumstances, Policies, and Culture. European Sociological Review, 27(2), 164-179. doi: 10.1093/Esr/Jcp066 West, C., & Zimmerman, D. H. (1987). Doing Gender. Gender & Society, 1(2), 125-151. doi: 10.1177/0891243287001002002
35
