Hoe werkt opleiding?

Hoe werkt opleiding? Een internationaal vergelijkend onderzoek naar opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie van vrouwen. (werkdocument: niet uit citeren svp) Eefje Steenvoorden1, Marjolein Broese van Groenou2, Marïelle Cloïn3

1. Introductie Ondanks de grote stijging van de arbeidsparticipatie onder vrouwen in de laatste decennia, zijn er nog aanzienlijke verschillen in de arbeidsparticipatie naar opleidingsniveau. In Nederland werkt van de hoog- en middelbaaropgeleide vrouwen respectievelijk 78% en 64%. Onder de laagopgeleide vrouwen is de arbeidsparticipatie 39% (Cuipers et al 2006). Ook uit het internationaal vergelijkende onderzoek van Cantillon et al. blijkt het effect van opleiding op de arbeidsparticipatie. Hoe lager het opleidingsniveau, hoe minder vaak vrouwen werken. En dit effect wordt gevonden in alle twaalf onderzochte westerse landen (Cantillon et al. 2001). De grootte van het effect van opleiding wisselt echter sterk per land. In de Scandinavische landen is het effect het kleinste, variërend van 15 tot 20 procentpunten verschil tussen laag- en hoogopgeleide vrouwen. In Nederland is dat verschil 31 procentpunten, in België meer dan 50 procentpunten. De arbeidsparticipatie van hoogopgeleide vrouwen is daarentegen overal hoog. Vanuit zowel economisch als emancipatoir opzicht is het wenselijk dat meer lageropgeleide vrouwen gaan werken. Het is daarom van belang te achterhalen welke factoren verschillen in de arbeidsparticipatie naar opleidingsniveau (hierna opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie genoemd) veroorzaken. In dit paper wordt onderzocht hoe opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie van vrouwen kunnen worden verklaard. Daartoe worden de effecten van verschillende kenmerken op opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie onderzocht in een internationaal perspectief. De micro- en macrokenmerken die zijn gekozen, vertegenwoordigen twee verschillende benaderingen in het onderzoek naar de arbeidsparticipatie van vrouwen: de culturele en de structurele benadering. Beide hebben een micro- en een macrovariant. 1 Eefje Steenvoorden is werkzaam bij het Sociaal en Cultureel Planbureau. Dit artikel is een bewerking van haar masterthesis in het kader van de master Sociologie van mondialisering en diversiteit aan de Vrije Universiteit Amsterdam. Correspondentieadres: SCP, Postbus 16164, 2500 BD Den Haag. Email: [email protected]. 2 Marjolein Broese van Groenou is werkzaam bij de afdeling Sociologie van de Faculteit Sociaal Culturele Wetenschappen aan de Vrije Universiteit te Amsterdam. 3 Marïelle Cloïn is werkzaam als promovenda aan zowel het Sociaal en Cultureel Planbureau als de Universiteit Utrecht

1

Het onderzoek naar culturele kenmerken bestudeert op het microniveau de invloed op arbeidsparticipatie van individuele opvattingen (Crompton 2006: 54; Portegijs et al. 2006) en op het macroniveau de familiecultuur: de normen en waarden ten aanzien van werkende moeders en de zorg voor kinderen in verschillende landen (Pfau-Effinger 2004; Kremer 2006). Het structurele onderzoek naar de arbeidsparticipatie van vrouwen kijkt op individueel niveau naar inkomen en demografische kenmerken (Van Soest & Das 2001; Kok et al. 2007) en op macroniveau naar arbeid-zorg beleid zoals kinderopvang en ouderschapsverlof (Esping-Andersen 1999; Lewis 1992; Sainsbury 1999). Onderzoek naar opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie van vrouwen is schaars, zowel binnen landen als tussen landen. In nationale studies worden opleidingsverschillen weinig onderzocht, en waar dat wel gebeurt worden of structurele of culturele factoren onderzocht, niet beide. In de vele internationaal vergelijkende onderzoeken wordt opleiding wel meegenomen als controlevariabele op individueel niveau, maar verder wordt daar geen aandacht aan besteed. De eerder genoemde studie van Cantillon et al. (2001) vormt hierop een uitzondering. Een andere uitzondering is het onderzoek van Sjöberg (2004) waarin ze een interactie-effect aantoont tussen het type verzorgingsstaat en opleiding op attitudes ten aanzien van de arbeidsparticipatie van vrouwen. Laagopgeleide vrouwen staan positiever tegenover werkende vrouwen in landen waar tweeverdieners met kinderen in hoge mate worden ondersteund door de overheid. Met dit onderzoek wordt getracht een beter inzicht te verschaffen in de kenmerken van culturele en structurele aard, op zowel micro- als macroniveau, die opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie van vrouwen kunnen verklaren. De onderzoekvraag luidt: In hoeverre bestaan er opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie van vrouwen in verschillende landen en in hoeverre zijn die participatieverschillen naar opleiding te verklaren vanuit individuele opvattingen en omstandigheden, vanuit nationale familiecultuur en vanuit nationaal beleid? De gegevens op microniveau zijn verkregen uit het ISSP databestand uit 2002: Family & Gender Roles III. De arbeidsparticipatie van hoogopgeleide vrouwen wordt vergeleken met die van middelbaar- en laagopgeleide vrouwen in de volgende 14 landen en landsdelen: West-Duitsland, Finland, Frankrijk, Hongarije, Nederland, Oostenrijk, Polen, Portugal, Spanje, Slowakije, Verenigd Koninkrijk, Verenigde Staten, Vlaanderen en Zweden. Deze landen vertegenwoordigen de vijf verzorgingsstaatregimes, namelijk het sociaal-democratische, het liberale, het continentale, het mediterrane en het Oost-Europese regime (Esping-Andersen 1999; Leibfried 1992; Trifiletti 1999; Soede et al 2004). De landen worden echter in de analyses niet geclusterd naar regime, omdat wanneer wordt gekeken naar arbeid-zorg beleid deze regimes vaak niet kunnen worden onderscheiden (Sainsbury 1999; Lewis 1992).

2

2. Literatuur & hypothesen

2.1 Microniveau Vanuit de culturele benadering worden op het microniveau verschillen in individuele opvattingen van moeders om al dan niet te gaan werken op verschillende manieren verklaard. Hakim verklaart de verschillende keuzes die vrouwen in westerse samenlevingen maken uit hun verschillende behoeften. Zij onderscheidt drie soorten vrouwen: zij die werk centraal stellen (work centered), zij die het gezin centraal stellen (home centered) en zij die werk en gezin willen combineren (adaptive). De laatste groep is de grootste en omvat ongeveer 60% van alle moeders in het Verenigd Koninkrijk (Hakim 2002). Hakim wordt door verschillende auteurs bekritiseerd omdat ze niet ingaat op de invloed van sociale klasse op de keuzes van vrouwen. Het sociale milieu wordt geacht de normen te beïnvloeden die moeders hebben over de rol van de vrouw in en buitenshuis en over wat goede zorg is voor kinderen. De theorie van Bourdieu omtrent de invloed van klasse op de disposities van mensen gaat hierop in. De klasse – de sociale positie waarin men zich bevindt – leidt Bourdieu af uit de mate van economisch, cultureel en sociaal kapitaal. Door socialisatie in een bepaalde klasse worden disposities gecreëerd die voorschrijven hoe men dient waar te nemen, te denken en te handelen. Hierdoor hebben mensen in een lager sociaal milieu, met een lager opleidingsniveau, traditionelere familiewaarden dan hoogopgeleiden (Bourdieu 1989). Dit blijkt ook uit empirisch onderzoek. Mensen in lagere sociale milieus hebben vaker traditionelere normen over het opvoeden van kinderen (McRae 2003). Mensen in management functies hebben progressievere normen en waarden ten aanzien van familie dan mensen in lagere routinematige en manuele functies (Crompton 2006). In de laatste groep leggen mensen ook meer nadruk op hun familieleven en familiaire verplichtingen. Blijkbaar heeft sociale klasse ofwel opleidingsniveau een grote invloed op normen en waarden omtrent familie en gezin. Uit het bovenstaande is af te leiden dat hoogopgeleide vrouwen vaker progressieve opvattingen hebben dan middelbaar- of laagopgeleide vrouwen ten aanzien van de rol van vrouwen in betaald werk en daarom vaker zullen participeren in betaalde arbeid, wat resulteert in een opleidingsverschil in arbeidsparticipatie (H1).

In het structurele onderzoek op microniveau naar de arbeidsparticipatie van vrouwen wordt al dan niet werken als een resultaat gezien van een afweging van de kosten en baten van werken. Hierbij is inkomen de meest onderzochte factor in relatie tot arbeidsparticipatie. Opleidingsverschillen worden in dat kader van invloed geacht op de arbeidsparticipatie van vrouwen omdat in het algemeen een hogere opleiding resulteert in een hoger inkomen. Hoe hoger vrouwen opgeleid zijn, hoe meer ze kunnen verdienen, wat de kans dat ze werken vergroot (Van Soest & Das 2001; Kok et al 2007). Een

3

andere vaak onderzochte factor is het inkomen en/of opleidingsniveau van de partner. Naarmate de partner meer verdient, wordt een tweede inkomen minder belangrijk en daarmee de mogelijkheid voor de vrouw om niet te werken groter. Helaas is het door databeperkingen niet mogelijk het effect vast te stellen van het mogelijke inkomen van de vrouw of het inkomen of de opleiding van de partner op opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie. Een andere factor van betekenis voor de arbeidsparticipatie van vrouwen is de kindsituatie. In de meeste onderzoeken wordt dit als controlevariabele meegenomen in de analyses. Er kan echter ook een hypothese worden geformuleerd over opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie van vrouwen onder invloed van het aantal kinderen in het huishouden. Immers, hoe hoger het aantal kinderen, hoe meer zorg eventueel uitbesteed moet worden, wat de kosten van de opvang doet stijgen. Of er verschillen zijn te verwachten in het aantal kinderen naar het opleidingsniveau van vrouwen is niet duidelijk. Er is weinig literatuur die hierover helderheid kan bieden. Cantillon et al. stellen vast dat hoogopgeleide vrouwen minder vaak kinderen hebben dan laag- of middelbaaropgeleide vrouwen (Cantillon et al. 2001:37). Onder vrouwen in Nederland van het geboortecohort 1960-1964 hebben laag-, middelbaar- en hoogopgeleide vrouwen gemiddeld respectievelijk 1,9, 1,8 en 1,6 kinderen4. De verschillen in het aantal kinderen naar opleidingsniveau zijn dus klein in Nederland en in oudere cohorten vrouwen zijn de verschillen nog kleiner. Internationaal vergelijkend is veel onderzoek gedaan naar fertiliteitcijfers per land, maar niet uitgesplitst naar opleidingsniveau. De fertiliteitcijfers in Noord- en West-Europa liggen hoger dan in Oost- en Zuid-Europa (EC 2006). Uit de schaarse gegevens kan de exploratieve hypothese worden opgesteld dat omdat hoogopgeleide vrouwen minder kinderen hebben, zij vaker werken wat resulteert in opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie van vrouwen (H2).

2.2Macroniveau In het cultureel georiënteerde onderzoek op macroniveau worden internationale verschillen in de familiecultuur bestudeerd. Met familiecultuur bedoel ik hier het geheel van dominante normen en waarden in een land ten aanzien van de rol van vrouwen in betaalde arbeid en de zorg voor kinderen. In deze stroming wordt het van belang geacht cultuur en beleid van elkaar te onderscheiden, omdat deze niet altijd overeenstemmen. Het beleid kan een reactie zijn op veranderende waarden, of juist een poging zijn de cultuur te veranderen. Zo was het beleid in Nederland ten aanzien van vrouwen tot in de jaren ’80 erg conservatief, terwijl sinds het eind van de jaren ’60 zich al een verschuiving in de familiewaarden aftekende (Pfau-Effinger 2005). In Zweden wordt de mogelijkheid geboden aan vaders ouderschapsverlof op te nemen tegen zeer genereuze vergoedingen. Hier maakt echter slechts een kwart van de mannen gebruikt van (Olson 2002).

4 www.cbs.nl

4

Pfau-Effinger heeft de ontwikkeling van de familiecultuur in Finland, West-Duitsland en Nederland uiteen gezet. Ze laat zien dat de specifieke ontwikkelingen in die landen hebben geleid tot verschillende culturen ten aanzien van de rol van vrouwen in de zorg voor kinderen en in betaald werk (Pfau-Effinger 1999). Naast de cultuur omtrent de rolverdeling tussen man en vrouw kunnen ook normen en waarden worden onderscheiden per land over wat wordt gezien als goede zorg voor kinderen. In Denemarken is professionele zorg de norm; kinderdagverblijven worden geacht bij te dragen aan de ontwikkeling van een kind. De Vlamingen daarentegen vinden gastouderzorg de beste opvang. In Vlaanderen wordt moederzorg als de beste opvang gezien, maar deze hoeft niet door de eigen moeder te worden gegeven. In Nederland ziet Kremer de gedeelde ouderlijke zorg als het dominante type, waarbij vaders minder gaan werken en moeders ook in deeltijd op de arbeidsmarkt werkzaam zijn (Kremer 2005). Empirische studies naar nationale verschillen in cultuur zijn erg schaars en niet eenduidig in de gevonden effecten. Algan & Cahuc vinden dat de familiewaarden meer van de variantie in de arbeidsparticipatie van vrouwen tussen landen verklaren dan de publieke uitgaven aan kinderopvang (Algan & Cahuc 2005). Treas & Widmer hebben familiewaarden in 23 OECD Westerse landen onderzocht en vinden drie categorieën landen: moederschapgericht (Oost-Europese landen, Ierland en Spanje); werkgericht (de Scandinavische landen, de Verenigde Staten en Nederland); aanpassing aan familiefase (het Verenigd Koninkrijk, Italië, West-Duitsland en Oostenrijk). De overeenkomst in familiewaarden tussen de landen is echter erg groot, namelijk 88% (Treas & Widmer 2000). Als lageropgeleide vrouwen in een land wonen waar de dominante familiecultuur erg progressief is, kan worden verwacht dat ze meer dan in traditionelere landen een positieve houding ten opzichte van werkende vrouwen hebben waardoor ze vaker zullen werken. Dit leidt tot de hypothese dat naarmate de familiecultuur progressiever is, het opleidingsverschil in de arbeidsparticipatie van vrouwen kleiner wordt (H3).

In het macro structurele onderzoek naar de arbeidsparticipatie van vrouwen wordt vaak het arbeid-zorg beleid (voorzieningen en regelingen ten aanzien van het gezin) in verschillende landen vergeleken. Uit het omvangrijke onderzoek dat gedaan is naar het verband tussen arbeid-zorg beleid en de arbeidsparticipatie van vrouwen blijkt een duidelijke positieve invloed van dergelijk beleid (Esping-Andersen 1999; Gornick et al 1997; Stier et al. 2001; Pettit & Hook 2005). Hieronder zullen de belangrijkste beleidsinstrumenten van arbeid-zorg beleid – kinderopvang, zwangerschaps- en ouderschapsverlof en het belastingstelsel – en de effecten ervan worden besproken. Voor dit onderzoek zijn deze beleidmaatregelen relevant omdat de opbrengst uit arbeid lager is naarmate het opleidingsniveau lager is, wat de aantrekkingskracht van de arbeidsmarkt financieel gezien kleiner maakt voor lageropgeleide vrouwen. Naarmate het financieel aantrekkelijker is om te werken, kan daarom worden verwacht dat opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie kleiner zullen worden.

5

Uit internationaal vergelijkend onderzoek blijkt consequent een positief effect van nationale kinderopvangkenmerken op de arbeidsparticipatie van vrouwen (Pettit & Hook 2005; Jaumotte 2003; Algan & Cahuc 2005; Uunk et al. 2005). Hieruit kan de hypothese worden afgeleid dat naarmate meer betaalbare kinderopvang aanwezig is, opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie van vrouwen kleiner zullen zijn (H4). Er is grote internationale variatie in zwangerschaps- en ouderschapsverlof (in het vervolg aangeduid als verlof). De lengte varieert van een paar maanden tot een paar jaar en de vergoeding van 80% van het laatst verdiende loon in Zweden tot enkel recht op onbetaald verlof in de Verenigde Staten (Keuzenkamp 2006). Het effect van verlof op de arbeidsparticipatie van vrouwen is niet eenduidig. In de meeste studies blijkt dat verlof met een omgekeerd U-vormig verband te beschrijven is. Het positieve effect van verlof op de arbeidsparticipatie van vrouwen buigt bij lange verloven om in een negatief effect (Rønsen & Sundström 2002; Pettit & Hook 2005). De verklaring hiervoor is dat verlof vrouwen in eerste instantie bindt aan de arbeidsmarkt, maar dat een langdurig verlof van meer dan 20 weken (Jaumotte 2003) een negatief effect heeft door verlies van vaardigheden en een kleinere kans op leidinggevende functies (Mandel & Semyonov 2006). Hieruit kan worden afgeleid dat naarmate het ouderschapsverlof langer is en beter betaald, meer vrouwen na het krijgen van kinderen actief zullen blijven op de arbeidsmarkt, wat leidt tot een kleiner opleidingsverschil (H5a). Dit positieve effect buigt echter bij lange verloven (meer dan 20 weken) om in een negatief effect (H5b). Belastingsystemen zijn in enkele studies onderzocht naar de manier waarop ze het werken door vrouwen aanmoedigen of ontmoedigen door de wijze waarop hun inkomen wordt belast. Er is een driedeling van belastingsystemen in individuele, gezamenlijke en gemengde -belastingssystemen. In individuele systemen wordt het inkomen van partners los van elkaar gezien, in gezamenlijke systemen wordt het huishoudinkomen als geheel belast en in gemengde systemen zijn elementen van beide verweven. Naarmate partners meer samen worden belast, wordt het voor de tweede verdiener – vaak de vrouw – minder aantrekkelijk te werken, omdat het paar dan meer belasting gaat betalen. In geheel individuele systemen is dit niet het geval, omdat het inkomen dan geheel onafhankelijk wordt belast en een stijging van het inkomen dan minder snel leidt tot het betalen van meer belasting. De onderzoeken naar het effect van belastingssystemen zijn echter niet eenduidig in de gevonden effecten. Smith et al. hebben voor verschillende landen het aandeel van deeltijders en voltijders berekend als er een individueel of gezamenlijk systeem zou worden ingevoerd. Zij tonen een groot effect aan van het type belastingsysteem op de arbeidsparticipatie en arbeidsduur van vrouwen (Smith et al. 2003). Uit de emancipatie-effectrapportage van Pott-Buter & Tijdens blijkt dat de overgang van een individueel naar een gezamenlijk belastingsysteem een negatief effect heeft gehad op de arbeidsparticipatie van getrouwde vrouwen in Nederland (Pott-Buter & Tijdens 2002: 12). Het onderzoek van Dingeldey (2001) nuanceert het effect van belastingensystemen. Zij vindt dat belastingstelsels en het dominante verdienersmodel in families (i.e. éénverdienersgezinnen, anderhalfverdienersgezinnen of tweeverdienersgezinnen) niet duidelijk verband houden met elkaar.

6

Op grond van bovenstaande studies kan verwacht worden dat naarmate een belastingsysteem meer gericht is op het individu, het opleidingsverschil in de arbeidsparticipatie van vrouwen kleiner is (H6). Een vierde structureel kenmerk op macroniveau waar hier naar zal worden gekeken is deeltijdwerk onder vrouwen. Deeltijdwerk wordt vaak gezien als een mogelijkheid om de integratie van vrouwen met kinderen op de arbeidsmarkt te faciliteren. Het aantal werkende vrouwen met een deeltijdbaan varieert sterk in Europese landen. Het Europese gemiddelde ligt op 38%, maar in sommige Oost-Europese landen ligt dat percentage onder de 10% terwijl deeltijdwerk in Nederland verreweg het gebruikelijkste is onder werkende vrouwen met 75% (Keuzenkamp & Steenvoorden 2008). Omdat deeltijdwerk vrouwen in staat stelt werk en de zorg voor kinderen te combineren, is de verwachting dat in landen waar deeltijdwerk aantrekkelijk is, meer vrouwen met kinderen participeren op de arbeidsmarkt, waardoor het opleidingsverschil in de arbeidsparticipatie van vrouwen kleiner is (H7).

De hypothesen die zijn geformuleerd zijn weergegeven in het onderzoeksmodel in figuur 1. Hierin zijn de micro- en macrokenmerken in hun onderlinge verband weergegeven. In de volgende paragraaf worden de operationalisaties besproken en wordt de onderzoeksopzet uiteengezet.

Figuur 1 Nationale familiecultuur (H3) Nationaal beleid (H4 t/m 7) Opleidingsniveau

Arbeidsparticipatie

Individuele opvattingen (H1) Aantal kinderen (H2)

3. Methode

3.1 Onderzoeksgroep & Operationalisaties In dit onderzoek wordt gebruikt gemaakt van de dataset ‘Family and Changing Gender Roles III’ uit 2002 van het International Social Survey Programme (ISSP). In dit databestand zijn specifiek vragen gesteld over opvattingen ten aanzien van het belang en het effect van vrouwen in betaalde arbeid. Het aantal vrouwen in de landen van onderzoek varieert van 221 tot 744. De onderzoeksgroep is vrouwen met of zonder kinderen, tussen de 15 en 55 jaar, met een partner. Hiervoor is gekozen omdat ten aanzien van vrouwen zonder partner, zeker alleenstaande moeders, andere opvattingen en

7

beleidsmaatregelen gelden. Ook voor vrouwen tegen de pensioengerechtigde leeftijd, zijn de omstandigheden anders. De afhankelijke variabele in dit onderzoek is het wel of niet participeren in betaalde arbeid. Hierbij staan de verschillen in arbeidsparticipatie naar opleidingsniveau centraal. Opleidingsniveau is ingedeeld in drie niveaus, namelijk laag, middelbaar en hoogopgeleid. De verklarende variabelen op microniveau zijn de individuele opvattingen en de aanwezigheid van kinderen. Door middel van factoranalyse op acht items in de dataset over het effect en het belang van vrouwen in betaald werk zijn drie verschillende opvattingen onderscheiden. De mate waarin vrouwen het eens zijn met een opvatting zijn uitgedrukt in factorscores; -hoe hoger de score, hoe progressiever men is. De betrouwbaarheid van de opvattingen is respectievelijk .739, .635 en .512. De eerste opvatting, werk is niet slecht, bestaat uit vier items die meten in hoeverre vrouwen het al dan niet slecht vinden voor het gezin als de moeder werkt. De tweede opvatting, plaats vrouw, bestaat uit drie items die meten in hoeverre men al dan niet instemt met het idee dat de plek van de vrouw thuis is. De derde opvatting, waarde werk, bestaat uit drie items die meten in hoeverre men het belangrijk vindt dat een vrouw buitenshuis werkt. Het aantal kinderen in het huishouden is gebaseerd op kinderen tot en met 17 jaar. Als controlevariabelen op individueel niveau zijn de leeftijd van het jongste kind (0-6 jaar of 7-17 jaar) en het directe en het kwadratische effect van leeftijd meegenomen, omdat deze kenmerken van invloed zijn op de arbeidsparticipatie van vrouwen (Lück & Hofäcker 2003; Pettit & Hook 2005). Waar het aantal kinderen en de leeftijd van de kinderen tegelijk in de analyses worden opgenomen, zijn deze kenmerken tot één variabele kinderen gecombineerd zodat er geen problemen van multicollineariteit ontstaan. Om dezelfde reden zijn het directe en het kwadratische effect van leeftijd gecentreerd.5 Op macroniveau worden zeven variabelen in de analyse meegenomen. Drie kenmerken van de nationale familiecultuur zijn gecreëerd door de drie opvattingen op individueel niveau te aggregeren. Bij het creëren van deze cultuurkenmerken zijn zowel mannen als vrouwen tot 65 jaar in alle landen meegenomen. De samenhang tussen de cultuurkenmerken is niet hoger dan .249. De betrouwbaarheid van de cultuurkenmerken is respectievelijk .737, 640 en .471. Arbeid-zorg

beleid

zal

door

middel

van

vier

variabelen

worden

gemeten.

De

kinderopvangfaciliteiten zullen internationaal worden vergeleken aan de hand van het aantal kinderen van 0-3 jaar in de formele kinderopvang. In verschillende studies is de dekkingsgraad van kinderen van 0-3 in kinderopvang berekend (Plantenga & Siegel 2004; Plantenga & Remery 2005; Blau & Currie 2004; OECD 2005). De dekkingsgraad van de kinderopvang varieert van 2% in Polen tot 81% in Vlaanderen.

5

De tolerantie van de individuele variabelen bedraagt minimaal .657, wat de tolerantie betreft van een van dummies van de gecombineerde variabele kinderen.

8

Het verlof is gebaseerd op berekeningen uit twee studies (Plantenga & Siegel 2004; Plantenga & Remery 2005). Hierin is het aantal weken effectief verlof opgesteld uit de lengte van het verlof en de vergoeding in die periode: ((zwangerschapsverlof in weken - 14 weken) * (% vergoeding)) + (totaal ouderschapsverlof in weken * % vergoeding). Informatie over de Verenigde Staten is gebaseerd op een onderzoek van Blau & Currie (2004). De verlofvariabele is uitgedrukt in weken, variërend van 0 weken in de Verenigde Staten en tot 119 weken in Zweden. De mate waarin het belastingstelsel individueel is ingericht, is onderzocht door Jaumotte (2003). Zij heeft de belastingtarieven voor alleenstaande vrouwen en vrouwen met een partner in 31 OECD landen berekend. Uit deze gegevens is voor dit onderzoek de ratio belastingtarieven vastgesteld, namelijk de ratio van de belastingtarieven tweedeverdiener / alleenstaande, variërend van 1.0 in Zweden, Finland en Hongarije tot 1.6 in Spanje. De mogelijkheid om in deeltijd te werken wordt deels bepaald door de markt en deels door de overheid

(Steenvoorden

&

Keuzenkamp

2008).

De

internationale

verschillen

in

de

arbeidsmarktstructuur en de wettelijke en beleidsmatige context die deeltijdwerk raakt zijn omvangrijk. Daarom is ervoor gekozen dit te operationaliseren door middel van het percentage van de werkende vrouwen per land dat in deeltijd werkt. Er kan immers worden aangenomen dat hoe gunstiger de omstandigheden zijn voor deeltijdwerkers, hoe groter het percentage vrouwen is dat in deeltijd werkt. Het percentage in deeltijd werkende vrouwen (1-34 uur) van het totaal aantal vrouwen dat werkte in 2002 ( het jaar waarin de ISSP data zijn verzameld) is afkomstig uit de OESO database6. Dat percentage varieert van 3,8% in Slowakije tot 72,7% in Nederland.

3.2 Procedure Allereerst wordt beschreven in hoeverre er internationaal verschillen zijn in het effect van opleiding op de arbeidsparticipatie van vrouwen. Vervolgens wordt vastgesteld of opleidingsverschillen verminderen of worden wegverklaard wanneer voor andere kenmerken wordt gecontroleerd, door de odss ratio’s te vergelijken tussen de verschillende modellen. Hierbij worden hoogopgeleide vrouwen als referentiecategorie gehanteerd. Hoe kleiner de odds ratio, hoe kleiner de kans dat laagopgeleide of middelbaaropgeleide vrouwen werken in vergelijking met de kans dat hoogopgeleide vrouwen werken. Eerst wordt per land vastgesteld of de individuele kenmerken opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie verklaren. verklaren. Door middel van logistische regressie wordt geanalyseerd in hoeverre individuele opvattingen en het aantal kinderen opleidingsverschillen kunnen verklaren. Vervolgens wordt door middel van een logistische multilevel analyse vastgesteld in hoeverre de verschillende macrokenmerken opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie van vrouwen verklaren. Ook hier wordt daartoe naar de odds ratio’s van het opleidingseffect gekeken. Omdat er slechts 14

6 http://stats.oecd.org

9

landen in de analyse worden meegenomen, is gekozen voor RIGLS, de residual maximum likelihood schattingsmethode (Snijders & Bosker 1999: 56). In navolging van Rasbash et al. is de 2e orde PQL methode gebruikt om een benadering van de lineaire lineaire functie te verkrijgen (2005:111). De significantie van de regressiecoëfficiënten in de multilevel modellen wordt getoetst met t--toetsen (Snijders en Bosker 1999). Ook wordt vastgesteld of de variantie tussen landen significant is door middel van een ee Wald-toets toets (Rasbash et al 2005: 113). De intraclasscorrelation en de proportie verklaarde variantie worden berekend in navolging van Snijders en Bosker (1999).

4. Resultaten

4.1 Microniveau Om vast te stellen in hoeverre er nationale verschillen bestaan bestaan in de arbeidparticipatie van vrouwen naar opleidingsniveau is in figuur 2 de arbeidsparticipatie van vrouwen naar opleidingsniveau per land weergegeven. Uit figuur 2 blijkt een lineair verband tussen arbeidsparticipatie en opleidingsniveau; de arbeidsparticipatie rticipatie is onder laagopgeleide vrouwen het laagst en onder hoogopgeleide vrouwen het hoogst. Alleen in Finland en Portugal werken de middelbaaropgeleide vrouwen vaker respectievelijk evenveel als hoogopgeleide vrouwen. Een χ2 toets laat zien dat er slechts hts in 3 landen, namelijk Zweden, de Verenigde Staten en West-Duitsland West Duitsland geen significant verschil is tussen de opleidingsgroepen in hun arbeidsparticipatie. In Nederland en Finland is het verschil significant op p < .01 en in de andere landen op p < .001.

Uit figuur 2 blijkt verder dat er internationaal aanzienlijke verschillen bestaan in de mate waarin de opleidingsgroepen participeren op de arbeidsmarkt. In Vlaanderen, Spanje, je, Polen en Hongarije zijn de verschillen het grootste. In deze landen participeren de laagopgeleide vrouwen tussen de 40 en 50 procentpunten minder dan hoogopgeleide vrouwen, en de middelbaar opgeleide vrouwen tussen de 15

10

en 20 procentpunten minder. In Nederland, het Verenigd Koninkrijk, Frankrijk en Portugal zijn de verschillen een stuk kleiner. De laagopgeleide vrouwen werken hier tussen de 20 en 30 procentpunten minder, terwijl het verschil tussen de middelbaar en hoogopgeleide vrouwen in hun arbeidsparticipatie niet groter dan 10 procentpunten -is. Er kan geconcludeerd worden dat er aanzienlijke internationale variatie is in de opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie van vrouwen. In de Scandinavische landen en liberale landen zijn de verschillen relatief klein, en in de Oost-Europese landen relatief groot. In de continentale Europese en Mediterrane landen zijn opleidingsverschillen erg verschillend van grootte, met landen als Nederland, Frankrijk en Portugal met relatief kleine verschillen en landen als Vlaanderen en Spanje met grote opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie van vrouwen.

In hoeverre kunnen opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie van vrouwen binnen landen en tussen landen op microniveau verklaard worden vanuit culturele kenmerken (individuele opvattingen) en vanuit structurele kenmerken (het aantal kinderen in het huishouden)? Om deze vraag te beantwoorden is gebruik gemaakt van logistische regressie, waarvan vier modellen zijn weergegeven in tabel 1. Voor elk land zijn van de significante opleidingsverschillen de odds ratio’s weergegeven, waarbij de hoogopgeleide vrouwen de referentie zijn. Hoe kleiner de odds ratio, hoe kleiner de kans dat laagopgeleide of middelbaaropgeleide vrouwen werken in vergelijking met de kans dat hoogopgeleide vrouwen werken. Door de odds ratio’s in model 1 te vergelijken met die in de andere modellen kan worden vastgesteld welke individuele kenmerken opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie verklaren. Zweden en de Verenigde Staten zijn niet in tabel 1 opgenomen omdat laag- noch middelbaaropgeleide vrouwen daar een significant kleinere kans om te werken dan hoogopgeleide vrouwen. In model 1 is alleen opleiding meegenomen. Hier is te zien dat het effect van opleiding op de arbeidsparticipatie heel verschillend is per land. In tegenstelling tot figuur 2 is apart voor het verschil tussen hoogopgeleide en respectievelijk middelbaar- en laagopgeleide vrouwen vastgesteld of deze verschillen significant zijn. In vier landen, namelijk Vlaanderen, Oostenrijk, Spanje en Polen, -hebben zowel laagopgeleide als middelbaaropgeleide vrouwen een significant kleinere kans dan hoogopgeleide vrouwen om te werken. In zeven landen, namelijk Nederland, het Verenigd Koninkrijk, West-Duitsland, Frankrijk, Portugal, Hongarije en Slowakije hebben alleen laagopgeleide vrouwen een significant kleinere kans om actief te zijn op de arbeidsmarkt dan hoogopgeleide vrouwen. In Finland is het omgekeerde het geval, daar hebben middelbaaropgeleide vrouwen meer kans om te werken dan hoogopgeleide vrouwen. In model 2 zijn de drie individuele opvattingen (werk is niet slecht, plaats vrouw, en waarde werk) toegevoegd. De opleidingsverschillen zijn in model 2 in verschillende landen niet meer significant, namelijk in Nederland, West-Duitsland, en Portugal. In Oostenrijk is alleen het opleidingsverschil tussen middelbaar en hoogopgeleide vrouwen niet meer significant. Dit betekent

11

Tabel 1: Significante opleidingsverschillen hoogopgeleid) per land, logistische regressie. Model 1: Opleiding

Nederland Laag 0,313** Finland Middelbaar 2,106* VK Laag 0,259*** West-Duitsland Laag 0,387* Frankrijk Laag 0,340*** Vlaanderen Laag 0,062*** Middelbaar 0,273** Oostenrijk Laag 0,218*** Middelbaar 0,559* Spanje Laag 0,143*** Middelbaar 0,363*** Portugal Laag 0,229** Hongarije Laag 0,160*** Polen Laag 0,173*** Middelbaar 0,315*** Slowakije Laag 0,071* * p<. 05 ** p<.01 *** p<. 001.

in arbeidsparticipatie (in odds ratio’s, ref. =

Model 2: Opleiding + opvattingen

Model 3: Opleiding + aantal kinderen

Model 4: Opleiding + opvattingen, aantal kinderen, leeftijd jongste kind, leeftijd, leeftijd2

0,630

0,310**

0,755

2,732**

2,646**

5,286**

0,300***

0,261***

0,284***

0,621

0,331*

0,519

0,521*

0,343***

0,650

0,068*** 0,394*

0,073*** 0,283**

0,094** 0,378*

0,357** 0,795

0,220*** 0,572

0,360* 0,725

0,190*** 0,426**

0,141*** 0,411**

0,248** 0,407*

0,355

0,193**

0,294

0,191**

0,222**

0,213**

0,214** 0,347**

0,182*** 0,325**

0,197** 0,325**

0,084*

0,064*

0,197

dat in deze landen de opleidingsverschillen worden wegverklaard door opvattingen. In bijna alle andere landen waar de opleidingsverschillen niet worden wegverklaard, nemen ze wel af. Dat hoogopgeleide vrouwen vaker werken dan laag- en middelbaaropgeleide vrouwen wordt dus deels verklaard doordat ze progressievere opvattingen hebben. Hypothese 1 kan dus worden aangenomen. In model 3 is naast opleiding het aantal kinderen opgenomen. Alleen in Oostenrijk wordt in dit model het opleidingsverschil tussen middelbaar- en hoogopgeleide vrouwen wegverklaard. In de overige landen worden geen opleidingsverschillen verklaard, ook nemen de odds ratio’s niet of nauwelijks af in vergelijking met model 1. In Finland is het opleidingsverschil tussen middelbaar- en hoogopgeleide vrouwen zelfs groter geworden als voor het aantal kinderen wordt gecontroleerd. Dit betekent dat middelbaaropgeleide vrouwen meer kinderen hebben, zodat wanneer daar rekening mee wordt gehouden de middelbaaropgeleide vrouwen nog vaker werken dan de hoogopgeleide vrouwen.

12

Deze resultaten betekenen dat hypothese 2 moet worden verworpen. Opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie worden niet veroorzaakt doordat hoogopgeleide vrouwen in vergelijking met lageropgeleide vrouwen minder kinderen hebben. In model 4 zijn alle individuele variabelen tegelijk opgenomen. Behalve de drie individuele opvattingen en het aantal kinderen zijn ook de controlevariabelen leeftijd van het jongste kind, leeftijd en leeftijd2 aan het model toegevoegd. In zes landen zijn de opleidingsverschillen die in model 1 significant waren in model 4 niet meer significant. Daar worden de opleidingsverschillen dus wegverklaard. Dit is het geval in Nederland, West-Duitsland, Frankrijk, Portugal en Slowakije. In Oostenrijk wordt het verschil tussen de middelbaar en hoogopgeleide vrouwen wegverklaard, het verschil tussen laag en hoogopgeleide vrouwen blijft bestaan. In Nederland, West-Duitsland, Oostenrijk en Portugal worden de opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie geheel veroorzaakt door de individuele opvattingen. In Frankrijk en Slowakije verklaart een combinatie van kenmerken de opleidingsverschillen weg. Nadere analyses wijzen uit dat in Frankrijk de opvattingen en de leeftijd van de vrouw het opleidingsverschil wegverklaren en dat in Slowakije alle variabelen samen dit veroorzaken. In tabel 2 is per land en per model de R2 (Nagelkerke) weergegeven. Voor elk model geldt dat de verklaarde variantie sterk verschilt per land. In model 1 _varieert de R2 van .032 in West-Duitsland en Frankrijk tot .144 in Vlaanderen. Opleiding verklaart dus in sommige landen in hogere mate verschillen in arbeidsparticipatie dan in andere landen. In model 2, waarin individuele opvattingen zijn opgenomen, neemt in de meeste landen de verklaarde variantie toe met minimaal 10% en maximaal 22% (in Nederland). In vergelijking met andere landen verklaren opvattingen in Nederland dus veel van de arbeidsparticipatie onder vrouwen. Het aantal kinderen in model 3 zorgt in Finland de Verenigde Staten, West-Duitsland, Portugal en Hongarije voor een (kleine) stijging van de verklaarde Tabel 2 : Verklaarde variantie in arbeidsparticipatie (R2 Nagelkerke) in logistische regressie per land, per model. Model 1: Model 2: Model 3: Opleiding Opleiding + Opleiding + Opvattingen aantal kinderen Nederland 0,047 0,271 0,047 Zweden 0,014 0,027 0,014 Finland 0,051 0,164 0,122 VK 0,082 0,159 0,112 VS 0,008 0,077 0,068 West-Duitsland 0,032 0,192 0,103 Frankrijk 0,032 0,198 0,034 Vlaanderen 0,144 0,267 0,151 Oostenrijk 0,06 0,158 0,088 Spanje 0,104 0,178 0,132 Portugal 0,128 0,212 0,202 Hongarije 0,103 0,144 0,175 Polen 0,099 0,118 0,101 Slowakije 0,061 0,151 0,078

13

Model 4: Opleiding + Alle variabelen 0,304 0,242 0,387 0,237 0,196 0,284 0,257 0,384 0,280 0,261 0,267 0,393 0,155 0,300

variantie. Dus hoewel het aantal kinderen in deze landen geen opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie kunnen verklaren, heeft het aantal kinderen daar wel een direct effect op de arbeidsparticipatie. Uit de R2 in model 4, die varieert van .155 in Polen tot .384 in Vlaanderen, blijkt dat in de meeste landen het model een redelijke tot goede voorspelling geeft van de arbeidsparticipatie van vrouwen. Samenvattend kan geconcludeerd worden dat in de meeste landen laag- en middelbaar opgeleide vrouwen een aanzienlijk kleinere kans hebben om te werken in vergelijking met hoogopgeleide vrouwen. Dit wordt alleen (deels) veroorzaakt door het verschil in opvattingen. De aanwezigheid van kinderen en de leeftijd spelen een veel minder belangrijkere rol dan opvattingen in de verklaring waarom hoogopgeleide vrouwen vaker werken dan laag- en middelbaaropgeleide vrouwen.

4.2 Resultaten op macroniveau Voor alle macrokenmerken is de samenhang met de arbeidsparticipatie van vrouwen op landniveau onderzocht. In figuur 3a t/m 3d zijn voor de vier beleidskenmerken spreidingsdiagrammen afgebeeld. In elke figuur is een lijn getrokken die het verband tussen de beleidskenmerken en de arbeidsparticipatie schetst, waarbij ook de correlatiecoëfficiënt (r) is weergegeven; een * geeft een significantie van p <.05 aan. Omdat het een kleine steekproef betreft (N= 14 landen), is behalve de significantie ook de grootte en de richting van het verband van belang. Uit de figuren blijkt dat kinderopvang, belastingratio, en verlof een verband vertonen met de arbeidsparticipatie van vrouwen, maar het aandeel deeltijders onder de werkende vrouwen in een land niet. Bij kinderopvang is het verband positief en bovendien significant. Vlaanderen lijkt een ‘outlier’ waar het kinderopvang betreft. De dekking van de kinderopvang is daar uitzonderlijk hoog (81%), maar de arbeidsparticipatie niet (78%). Als Vlaanderen niet wordt meegenomen, is de correlatie tussen kinderopvang en arbeidsparticipatie .858 (p<.01). Bij belastingratio is het verband negatief (maar niet significant) met een r van -.315. Uit figuur 3d volgt een positief verband tussen verlof en arbeidsparticipatie dat kubisch verloopt: Er vindt eerst een stijging, dan een daling, en tenslotte weer een stijging van de arbeidsparticipatie plaats. Een omgekeerd U-vormig verband, dat in de literatuur wordt verondersteld, volgt niet uit de data. Een mogelijke verklaring voor dit kubische verband is dat in de landen waar een middellang verlof is gemeten – in Duitsland, Spanje, Polen en Oostenrijk – dit berust op een lange duur van het verlof tegen geen, of een lage uniforme betaling. In de landen waar het langste effectieve verlof is vastgesteld – Zweden, Finland en Hongarije – is het verlof behalve lang ook goed – inkomensafhankelijk – betaald. Naar aanleiding van deze resultaten wordt verlof in de verdere analyses als categoriale variabele worden opgenomen met de volgende categorieën: (1) 4,11 (2) 18, 20, 25 (3) 48, 52, 53, 64, 71 (4) 99, 114, 119 (weken).

14

Figuur 3a: Verband kinderopvang - arbeidsparticipatie 100%

100%

FIN FRA SLO VK NL OOS VS POL 60% W-D HON SPA 40%

Arbeidsparticipatie

ZWE POR

Arbeidsparticipatie

Figuur 3b: Verband ratio belasting - arbeidsparticipatie

VLA

80%

ZWE FIN

80%

FRA OOS

60%

HON

POR

SLO

VK

VLA

NL VS POL

W-D SPA

40% 20%

20%

r = -.315

r = .594* 0%

0% 0%

20%

40% 60% Kinderopvang

80%

1,00

100%

80%

HON

60%

ZWE POR VLA FIN FRA VK VS OOS POL W-D

1,40

1,50

100% NL

SPA 40% 20%

1,30

1,60

Figuur 3d: Verband verlof - arbeidsparticipatie

r = . 126

Arbeidsparticipatie

Arbeidsparticipatie

SLO

1,20

Ratio belasting

Figuur 3c: Verband aandeel deeltijd-arbeidsparticipatie 100%

1,10

ZWE POR FRA NL VK SLO VLA POL VS

80% 60%

FIN OOS HON W-D

SPA 40% 20% r = . 490 0%

0% 0%

20%

40% 60% Aandeel deeltijd

80%

0

20

40 60 80 100 Ouderschapsverlof (in weken)

In figuur 4a t/m 4c zijn voor de kenmerken van nationale familiecultuur spreidingsdiagrammen afgebeeld. Cultuur werk is niet slecht lijkt een positieve samenhang te vertonen met arbeidsparticipatie. Dit wordt bevestigd door de correlatie van .368. Uit figuur 3b en 3c blijkt dat er tussen arbeidsparticipatie en respectievelijk cultuur plaats vrouw en cultuur waarde werk geen verband bestaat. Er kan geconcludeerd worden dat de dekking van kinderopvang, de ratio belasting, het verlof en de cultuur indicator werk is niet slecht een samenhang met de arbeidsparticipatie vertonen. Tussen het aandeel deeltijders, de cultuur indicatoren plaats vrouw en waarde werk en de arbeidsparticipatie lijkt er zich geen verband af te tekenen.

15

120

Figuur 4a: Verband cultuur werk is niet slecht arbeidsparticipatie 100%

ZWE POR

100%

SLO VLA FIN FRA

80%

VS

NL OOS VK POL W-D HON SPA

60%

Arbeidsparticipatie

Arbeidsparticipatie

Figuur 4b: Verband cultuur plaats vrouw arbeidsparticipatie

40% 20% r = .368

ZWE SLO

80%

HON

60%

POR

POL

VLA FRA FIN NL VS VK OOS W-D SPA

40% 20% r = .071

0% -0,50

-0,25 0,00 0,25 Cultuur werk is niet slecht

0,50

0% -1,00

-0,75

-0,25 0,00 -0,50 Cultuur plaatsvrouw

0,25

Figuur 4c: Verband cultuur waarde werk arbeidsparticipatie

Arbeidsparticipatie

100% 80%

ZWE POR FRA

VLA FIN VK NL VS

SLO OOS

W-D

60%

POL HON SPA

40% 20% r = .068 0% -0,50

-0,25 0,00 0,25 Cultuur waarde werk

0,50

In tabel 3 zijn de resultaten van de logistische multilevel analyses weergegeven waarmee de invloed van de macrokenmerken op opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie kan worden vastgesteld. Model 0 is het lege model, dat wil zeggen zonder verklarende variabelen. In dat model kunnen alleen de variantiecomponenten worden onderscheiden; de afwijkingen die niet kunnen worden verklaard door het model. Met model 0 kan worden vastgesteld of er verschil is tussen landen in de arbeidsparticipatie van vrouwen. De variantie tussen landen in model 0 is 0,327 en significant (p<.05), wat erop wijst dat er significante verschillen zijn tussen de landen in de arbeidsparticipatie van vrouwen. Door de intraclasscorrelatie te berekenen (σ2u / σ2u + σ2e) uit de variantie op landniveau (σ2u) en de variantie op individueel niveau (σ2e), kan worden vastgesteld hoeveel van de verschillen in arbeidsparticipatie tussen vrouwen ligt aan het feit dat ze in een ander land wonen7. In model 0 is de intraclasscorrelatie gelijk aan .09, wat betekent dat 9% van de verschillen in arbeidsparticipatie tussen 7

In logistische multilevel analyse varieert de individuele variantiecomponent (σ2e) niet zoals in lineaire multilevel analyse, maar is constant en gelijk aan π2/3. De intraclasscorrelatie volgt hier dus uit (σ2u / σ2u + π2/3).

16

vrouwen is toe te schrijven aan het land waar ze wonen. Dit percentage komt overeen met de in andere studies gevonden intraclasscorrelatie die verschillen tussen landen bestuderen (zie bijvoorbeeld Sjöberg 2004). Maar het is wel een laag percentage. Het betekent immers dat maar liefst 91% van de verschillen in arbeidsparticipatie tussen vrouwen is toe te schrijven aan individuele verschillen, en niet aan landverschillen. In tabel 3 is af te lezen dat de opleidingsverschillen alleen onder invloed van de individuele kenmerken substantieel afnemen, al blijven ze ook daar nog wel significant. In model 2 met de individuele kenmerken (drie individuele opvattingen, aantal kinderen, leeftijd jongste kind, leeftijd en leeftijd2) nemen de opleidingsverschillen enigszins af. De variantie op landniveau blijft in model 2 significant, dus er zijn nog steeds verschillen tussen de landen in de arbeidsparticipatie van vrouwen als voor de individuele kenmerken wordt gecontroleerd. Verder nemen de variantie tussen landen en de intraclasscorrelatie toe. Dit is opvallend want er mag verwacht worden dat deze gelijk blijven of afnemen. Bivariate analyses maken duidelijk dat kan worden verklaard door de relatief hoge fertiliteitcijfers in landen waar de arbeidsparticipatie ook hoog is. Omdat het hoge kindertal de arbeidsparticipatie in die landen dempt, wordt de variantie tussen de landen hoger wanneer hiermee rekening wordt gehouden. Daarnaast blijkt dat in landen waar de arbeidsparticipatie hoog is, de progressiviteit van individuele opvattingen niet zo hoog is als zou mogen worden verwacht. Als hiervoor wordt gecontroleerd, werken vrouwen in die landen nog vaker. In de modellen 3 tot en met 5 zijn de variabelen op landniveau toegevoegd. Vanwege het kleine aantal cases op dit niveau, waardoor er minder snel significante effecten worden gevonden, is ervoor gekozen deze niet in één model toe te voegen. Per model zijn maximaal 3 landkenmerken toegevoegd: In model 3 de dekking van de kinderopvang, de ratio belastingtarieven en het percentage vrouwen in deeltijdwerk. In model 4 zijn drie dummy’s van verlof in het model opgenomen en in model 5 de drie familiecultuur indicatoren. Welke invloed hebben de macrokenmerken op de opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie? Om de

vergelijking met

de resultaten

op microniveau

te

vergemakkelijken,

zijn

de

opleidingsverschillen ook in tabel 3 weergegeven in odds ratio’s 8. Uit tabel 3 blijkt dat in model 3 t/m 5 de kans dat laag of middelbaaropgeleide vrouwen werken niet groter wordt als rekening wordt gehouden met de verschillende macrokenmerken. Deze macrokenmerken kunnen dus geen van allen opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie verklaren. Dit houdt in dat geen van de landkenmerken opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie kunnen verklaren. Hypothesen 5, 6, 7a 7b en 8 kunnen dus worden verworpen. Ondanks dat de macrokenmerken geen opleidingsverschillen verklaren, blijken ze wel een effect te hebben op de arbeidsparticipatie. Uit model 3 blijkt dat -de dekking van de kinderopvang een zeer klein ( 0,02) maar wel significant positief effect heeft op de arbeidsparticipatie van vrouwen. De ratio 8

Deze worden verkregen door de regressiecoëfficiënten van de opleidingsverschillen als exponent van het getal e te nemen (eb).

17

Tabel 3: Effecten van macrokenmerken op (opleidingsverschillen in) arbeidsparticipatie onder vrouwen in 14 landen met behulp van logistische multilevel analyse (RIGLS 2nd order). Opleidingsverschillen (odds ratio’s)

Ongestandaardiseerde

(ref. = hoogopgeleid)

regressie coëfficiënten

Laagopgeleid

2. Opleiding + Individuele kenmerken 3. Opleiding + Individuele kenmerken + Kinderopvang Ratio belasting Deeltijd 4. Opleiding + Individuele kenmerken + Verlof ( ref. = verlof1) verlof2 verlof3 verlof4 5. Opleiding + Individuele kenmerken + Cultuur werk is niet slecht Cultuur plaats vrouw Cultuur waarde werk

(Residuele)Intraclass correlatie

0,327 (0,130)*

.09

Middelbaaropgeleid

0. Leeg model 1. Opleiding

Variantie op landniveau

0,247**

0,607**

0,310 (0,125)*

.086

0,352**

0,767**

0,364 (0,145)*

.10

0,354**

0, 771**

0,244 (0,101)*

.067

0,349**

0,767**

0,364 (0,495) -0,512 (0,444) 0,315 (0,500)

0,270 (0,111)*

.076

0,349**

0,766**

0,828 (0,881) -0,425 (0,571) 0,010 (0,576)

0,441 (0,175)*

.118

0,002 (0,008)* -1,32 (0,717)^ 0,008 (0,009)

^ p < .1 * p <. 05 ** p <.001 (tweezijdige toetsen). a categorieën verlof in weken: (1) 4,11 (2) 18, 20, 25 (3) 48, 52, 53, 64, 71 (4) 99, 114, 119.

van de belastingtarieven heeft de grootste, negatieve invloed (-1,32) op de arbeidsparticipatie, welke ook significant is (p < .1). Het aandeel deeltijders in een land heeft geen significant effect. De residuele intraclasscorrelatie neemt af, van .10 in model 2 naar .069 in model 3. Dit duidt erop dat van de 10% van de verschillen in arbeidsparticipatie die aan landverschillen kunnen worden toegewezen in model 4, 30% kan worden toegeschreven aan de verschillen tussen landen op deze beleidsterreinen. Nadere analyses laten zien dat dit voornamelijk aan de kinderopvang kan worden toegeschreven. In model 4 komt net als in §6.1 een kubisch verband tussen verlof en arbeidsparticipatie naar voren: Een kleine toename van het verlof heeft een positief effect, een grotere toename een negatief effect, en een zeer grote toename weer een positief effect. Dit verband is echter niet significant. Dat de intraclasscorrelatie afneemt, betekent echter dat verlof wel verschillen in arbeidsparticipatie tussen landen verklaard (of deze afname significant is kan nog worden vastgesteld). Mogelijk blijft een significant effect van verlof uit door het kleine aantal landen. De invloed van nationale familiecultuur op arbeidsparticipatie tenslotte is getoetst in model 5. Geen van de indicatoren voor familiecultuur heeft een significante invloed op de arbeidsparticipatie. Verder stijgen de variantie tussen landen en de intraclasscorrelatie aanzienlijk. Als voor familiecultuur wordt gecontroleerd, nemen de verschillen tussen landen in de arbeidsparticipatie dus toe. Dit is hierboven ook al geconstateerd bij model 2. De oorzaak hiervan is een relatief lage progressiviteit in landen met een hoge arbeidsparticipatie. De Zweedse vrouwen scoren bijvoorbeeld op de cultuur indicator waarde werk relatief laag en de Portugese vrouwen op de cultuur werk is niet slecht, terwijl in beide landen veel vrouwen werken. Het omgekeerde is ook het geval; in landen waar vrouwen relatief weinig werken is de familiecultuur relatief progressief, bijvoorbeeld in West-Duitsland. Hierboven is al geconcludeerd dat de cultuurkenmerken plaats vrouw en waarde werk geen samenhang met de arbeidsparticipatie vertonen. Hieruit moet geconcludeerd worden dat ofwel familiecultuur geen invloed heeft op de arbeidsparticipatie van vrouwen, ofwel dat het meetinstrument – de aggregatie van opvattingen – geen geschikte maat is voor familiecultuur. Uit de multilevel resultaten kan worden geconcludeerd dat geen van de macrokenmerken opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie kunnen verklaren. Alleen van kinderopvang en ratio belastingtarieven is een significant effect op de arbeidsparticipatie van vrouwen vastgesteld. Ouderschapsverlof verklaart ook variantie op macroniveau, maar is niet significant. De andere macrokenmerken – aandeel deeltijd en familiecultuur indicatoren – lijken geen effect op de arbeidsparticipatie te hebben.

5. Conclusies en discussie Naar aanleiding van de resultaten kan een aantal conclusies worden getrokken ten aanzien van de onderzoeksvraag: In hoeverre bestaan er opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie van vrouwen in verschillende landen en in hoeverre zijn die opleidingsverschillen te verklaren vanuit individuele opvattingen en omstandigheden, vanuit nationale familiecultuur en vanuit nationaal beleid?

19

Ten eerste blijken er in twaalf van de veertien onderzochte landen opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie van vrouwen te bestaan. Alleen in Zweden en de Verenigde Staten zijn er geen opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie. De grootte van het opleidingsverschil varieert sterk tussen landen. In Vlaanderen, Spanje en Polen zijn de opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie het grootste. In Nederland is het opleidingsverschil relatief klein. Van een duidelijk internationaal patroon lijkt echter maar in beperkte mate sprake. In de Scandinavische en liberale landen zijn de opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie relatief klein, in de Oost-Europese landen relatief groot. In de Mediterrane en continentaal Europese landen zijn er grote verschillen in de invloed van opleidingsniveau op arbeidsparticipatie. Met deze resultaten draagt dit onderzoek bij aan het inzicht in internationale variatie in opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie. Ten tweede blijken van alle onderzochte micro- en macrofactoren alleen de individuele opvattingen over het belang en het effect van vrouwen in betaald werk opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie deels te verklaren. In Nederland, West-Duitsland, Portugal en deels in Oostenrijk worden opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie wegverklaard door individuele opvattingen. Ook in Slowakije en Frankrijk worden de opleidingsverschillen wegverklaard, maar daar is een combinatie van opvattingen en de andere individuele kenmerken – het aantal kinderen, het directe en kwadratische effect van leeftijd en de leeftijd van het jongste kind – hiervan de oorzaak. In de overige acht landen wordt het verschil tussen opleidingsgroepen in arbeidsparticipatie niet wegverklaard, maar neemt het onder invloed van de individuele opvattingen echter wel af. Het aantal kinderen verklaart alleen in Oostenrijk het verschil in arbeidsparticipatie tussen middelbaar- en hoogopgeleide vrouwen weg. In de andere landen verklaart het aantal kinderen geen opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie. Ook de macrokenmerken

wat

betreft

beleid

en

cultuur

kunnen

geen

opleidingsverschillen

in

arbeidsparticipatie verklaren. Bovenstaande resultaten maken duidelijk dat opleidingsverschillen alleen op het microniveau kunnen worden verklaard en wel door de opvattingen over het belang en het effect van vrouwen in betaald werk. Ten derde blijkt dat het effect van ouderschapsverlof op arbeidsparticipatie niet, zoals meestal wordt verondersteld, in een omgekeerd U-vormig verband te verlopen, maar in een kubisch verband. De arbeidsparticipatie van vrouwen hangt namelijk achtereenvolgens positief, negatief en weer positief samen met (de lengte, gecorrigeerd voor de vergoeding van) ouderschapsverlof. Eerder onderzoek, dat na een zeker punt een negatief effect van ouderschapsverlof op de arbeidsparticipatie vaststelde, wordt hierdoor aangevuld (Jaumotte 2003; Pettit & Hook 2005). Zoals al in paragraaf 4.2 ter sprake kwam, is dit kubische verband te verklaren doordat landen waar vrouwen recht hebben op lang verlof maar de vergoeding laag is, de arbeidsparticipatie van vrouwen relatief laag uitvalt. In landen met een korter verlof is de arbeidsparticipatie hoger, en in landen met een niet alleen lang maar ook goed betaald verlof is de arbeidsparticipatie het hoogste. Dit lijkt erop te duiden dat niet de lengte maar de betaling van het verlof de arbeidsparticipatie beïnvloedt. Dit is een belangrijk inzicht voor het vervolgonderzoek en het beleid.

20

Een aantal methodologische kanttekeningen dient geplaatst te worden bij de bovenstaande resultaten. Deze kunnen verder onderzoek ten goede komen. Ten eerste is een aantal kenmerken niet in dit onderzoek opgenomen die mogelijk wel invloed hebben op opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie. Inkomensgegevens over de vrouwen en opleidingsgegevens van de partner ontbraken, net als items over de voldoening die vrouwen uit hun werk halen. Op macroniveau zijn arbeidsmarktstructuur en het welvaartspeil niet in het onderzoek opgenomen. Verder onderzoek zou moeten uitwijzen of deze factoren opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie kunnen verklaren. Ten tweede zijn relatief weinig landen (N=14) meegenomen, waardoor effecten moeilijker kunnen worden vastgesteld. In tegenstelling tot andere studies zijn de effecten van ouderschapsverlof en de ratio van het belastingtarief (<.10) op de arbeidsparticipatie niet of in kleine mate significant. Deze macrokenmerken laten echter in bivariate analyses wel een samenhang zien met arbeidsparticipatie. Ten derde kunnen ook operationalisaties een oorzaak vormen voor het ontbreken van effecten van de macrokenmerken op opleidingsverschillen in arbeidsparticipatie. De dekking van de kinderopvang bijvoorbeeld

zou

kunnen

worden

vervangen

door

de

uitgaven

aan

publieke

kinderopvangvoorzieningen, een maat die door Jaumotte (2003) wordt gehanteerd maar die niet voor alle landen in dit onderzoek beschikbaar is. Het aandeel van deeltijdwerk onder werkende vrouwen is ook slechts een benadering van de ‘ideale’ operationalisatie, namelijk de toegankelijkheid van deeltijdwerk gemeten naar zaken als het mogelijke inkomen en het functieniveau waarop in deeltijd kan worden gewerkt. De manier waarop de familiecultuur in de verschillende landen in kaart is gebracht – door de individuele opvattingen onder vrouwen en mannen te aggregeren per land – heeft hier niet tot eerder aangetoonde effecten geleid. Ander onderzoek heeft echter met deze methode wel een effect van familiecultuur op de arbeidsparticipatie vastgesteld. Hiervoor werden items over individuele opvattingen uit ofwel dezelfde ISSP module ofwel de European Social Survey gebruikt in respectievelijk 19 en 13 landen (Algan & Cahuc 2005; Uunk et al 2005). In deze studies worden echter meerdere meetmomenten in de jaren ’90 bestudeerd. Dit kan een verklaring zijn voor het feit dat in die onderzoeken wel een effect van familiecultuur wordt gevonden. Uit een onderzoek van Lück & Hofäcker (2003) blijkt dat de ISSP data van de module Family & Gender Roles in 1988, 1994 en 2002 onder dezelfde cohorten namelijk tot uiteenlopende resultaten te leiden. Verder onderzoek zou kunnen uitwijzen of het meenemen van metingen in verschillende decennia de oorzaak is van de verschillen tussen dit onderzoek en de twee andere genoemde onderzoeken in de gevonden effecten van familiecultuur op de arbeidsparticipatie.

Als er daadwerkelijk alleen op het microniveau verschillen bestaan, en wel alleen in de opvattingen, biedt dit bewijs voor de kracht van socialisatie processen zoals beschreven door

21

Bourdieu. Ook Crompton (2006) en McRae (2003) dragen als verklaring voor verschillen in arbeidsparticipatie verschillen in normen in sociale milieus aan. De vraag die dan gesteld dient te worden is waarom er in sommige landen sterkere verschillen zijn tussen sociale milieus van verschillende opleidingsniveaus dan in andere landen. Een mogelijke verklaring hiervoor is de variatie tussen landen in schoolsystemen. In de twee landen waar geen significante opleidingsverschillen in de arbeidsparticipatie zijn gevonden – Zweden en de Verenigde Staten – worden leerlingen niet naar onderwijsniveau in klassen ingedeeld, maar zitten leerlingen van allerlei intelligentieniveaus bij elkaar in één klas (zoals in de zogenaamde high-school). Er kan verwacht worden dat er in mindere mate een socialisatie-effect van opleiding optreedt en dus ook minder verschillen in normen tussen opleidingsgroepen als deze minder van elkaar gescheiden leven. Uit onderzoek naar participatie in maatschappelijke organisaties blijkt bijvoorbeeld dat in Scandinavische landen opleidingsverschillen ook op dit terrein veel kleiner zijn (Gesthuizen et al 2008). Verder onderzoek, dat meerdere levensterreinen tegelijk omvat, zou uiterst geschikt zijn om meer inzicht te krijgen in internationale variatie in opleidingsverschillen in opvattingen. Dit onderzoek zou dan verschillen in levensopvattingen en participatie in organisaties voor verschillende opleidingsgroepen in een groot aantal landen moeten onderzoeken. Hierbij dienen landen te worden gekozen met uiteenlopende schoolsystemen. De resultaten van dit onderzoek leiden tot een aantal beleidsaanbevelingen. De grote invloed van individuele opvattingen vraagt meer aandacht voor de moederschapideologie en de genderrollen die onder lageropgeleide vrouwen traditioneler zijn. Om de kans dat laag- en middelbaaropgeleide vrouwen gaan werken te verhogen, zou er expliciet beleid moeten worden ontwikkeld, hoe complex ook, dat progressievere opvattingen stimuleert. Daarnaast is het raadzaam aandacht te besteden aan het verhogen van het opleidingsniveau. Aandacht voor vroegtijdig schoolverlaten en voor het doorstromen van leerlingen in hogere onderwijsniveaus zijn hiervoor geschikte instrumenten. Ten behoeve van het verhogen van de arbeidsparticipatie ongeacht de opleidingsverschillen hierin, geven de resultaten omtrent verlof aanleiding het ouderschapsverlof in Nederland te verlengen, waarbij een hoge vergoeding tijdens het verlof cruciaal is. Het duidelijke positieve effect van de kinderopvang op de arbeidsparticipatie geeft steun voor het uitbreiden van de (beschikbaarheid van) de kinderopvang in Nederland. Vooralsnog is opleidingsniveau dus nog altijd een heel belangrijk en invloedrijk kenmerk wanneer er naar arbeidsparticipatie wordt gekeken, zowel binnen als tussen landen. Alleen verder onderzoek zal hierop meer licht kunnen doen schijnen. Opleidingsniveau blijkt vooralsnog veel meer een levensstijl in zich te herbergen dan op het eerste gezicht wordt aangenomen.

22

Literatuur Algan, Y en P. Cahuc (2005) The Roots of Low European Employment: Family Culture? Bon: IZA Discussion Paper nr. 1683. Blau, D en J.Currie (2004) Preschool, Daycare, and Afterschool Care: Who’s Minding the Kids? Cambridge, MA: National Bureau of Economic Research (NBER-Working Paper Series 10670). Bourdieu, P. (1989) Opstellen over smaak, habitus en het veldbegrip. Amsterdam: Van Gennep Bv. Cantillon, B., J. Ghysels, A. Thirion, N. Mussche en R. van Dam (2001) ‘Schooling maakt het verschil: emancipatie in twee snelheden in 13 OESO-landen’, Bevolking en Gezin, 30 (1): 31-52. Crompton, R. (2006) ‘ Class and Family’, The Sociological Review, 54 (4): 659-677. Cuijpers, M., B. Hermans en W. Portegijs (2006) ‘Betaalde arbeid’. In: Portegijs, W., B. Hermans en V. Lalta (red.) Emancipatiemonitor 2006. Den Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau. Dingeldey, I. (2001) ‘European Tax Systems and their Impact on Family Employment Patterns’, Journal of Social Policy, 30 (4): 653-672. Esping-Andersen, G. (1999) ‘Comparative Welfare Regimes Re-examined’. In: The Social Foundations of Post-industrial Economies. Oxford: Oxford University Press, p. 73-94. EC (2006) The demographic future of Europe – from challenge to opportunity. Luxemburg: Office for the Official Publications of the European Communities. Gornick, J.C., M.K. Meyers en K.E. Ross (1997) ‘Supporting the employment of mothers: Policy variation across fourteen welfare states’, Journal of European Social Policy, 7 (1): 45-70. Hakim, C. (2002) ‘Lifestyle Preferences as Determinants of Women’s Differentiated Labor Market Careers’, Work and Occupations, 29 (4): 428-459. Hofferth, S. en N. Collins (2000) ‘Child care and employment turnover’, Population Research and Policy Review, 19 (4): 357-395. Jaumotte, F. (2003) ‘Labour Force Participation of Women: Empirical Evidence on the Role of Policy and Other Determinants in OECD countries’, OECD Economic Studies 37 (2): 51-108. Keuzenkamp, S. (2006) ‘Arbeid en zorg in international perspectief’. In: Portegijs, W., B. Hermans en V. Lalta (red.) Emancipatiemonitor 2006. Den Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau, p. 141180. Keuzenkamp, S. en E.H. Steenvoorden (2008) ‘Arbeidsdeelname en arbeidsduur internationaal vergeleken’. In Portegijs, W. en S. Keuzenkamp (red.) Nederland deeltijdland. Vrouwen en deeltijdwerk. Den Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau. Kok, L. P., Hop en H. Pott-Buter (2007) Kosten en baten van participatie beleid, SEO-rapport nr. 960. Amsterdam: SEO economisch onderzoek. Kremer, M. (2005) ‘The Cultural Dimension of Welfare States. Ideals of Care and Women’s Work. Gepresenteerd paper op de ESPA net Conferentie 2005.

23

Kremer, M. (2006) ‘The Politics of Ideals of Care: Danish and Flamish Child care Policy compared’, Social Politics 13 (2): 261-285. Leibfried, S. (1992) ‘Towards a European Welfare State? On Integrating Poverty Regimes into the European Community.’ In: Ferge, Z. en J.E. Kolberg (red.) Social Policy in a Changing Europe. Boulder: Westview Press, p. 245-280. Lewis, J. (1992) ‘Gender and the Development of Welfare Regimes’, Journal of European Social Policy, 2 (3): 159-173. Lück, D. en D. Hofäcker (2003) Rejection and Acceptance of the Male Breadwinner Model: Which Preferences do Women Have under Which Circumstances? Copenhagen: Paper for the Annual Conference of ESPAnet; Changing European Societies: The Role for Social Policy. Working Paper No. 60 2003. Mandel, H. en M. Semynov (2006) ‘A Welfare State Paradox: State Interventions and Women’s Employment Opportunities in 22 Countries’, American Journal of Sociology, 111 (6): 1910-1949. McRae, S. (2003) ‘Constraints and choices in mothers’ employment careers: a consideration of Hakim’s Preference Theory’, British Journal of Sociology, 54 (3): 317-338. OECD (2005) Babies and Bosses: Reconciling Work and Family Life. Volume 4: Canada, Finland, Sweden and the United Kingdom. Parijs: Organisation for Economic Cooperation and Development. Olson, K. (2002) ‘Recognizing gender, redistributing labor’, Social Politics, 3: 380-410. Pettit, B. en J. Hook (2005) ‘The Structure of Women’s Employment in Comparative Perspective’, Social Forces, 84 (2): 779-801. Pfau-Effinger, B. (1999) ‘Change of Family Policies in the Socio-cultural Context of European Societies’, Comparative Social Research, 18: 135-159. Pfau-Effinger, B. (2004) ‘Socio-historical paths of the male breadwinner model. An explanation of crossnational differences’, British Journal of Sociology, 55 (3): 377-399. Pfau-Effinger, B. (2005) ‘Culture and Welfare State Policies: Reflections on a Complex Interrelation’, Journal of Social Policy, 34 (1): 3-20. Plantenga, J. en C. Remery (2005) Reconciliation of Work and Private Life. A Comparative Review of Thirty European Countries. Luxemburg: Office for the Official Publications of the European Communities. Plantenga, J. en M. Siegel (2004) Position Paper ‘childcare in a changing world’ Part I: European childcare

strategies.

Groningen:

Rijksuniversiteit

Groningen.

URL:

www.childcareinachangingworld.nl. Portegijs, W., M. Cloïn, I. Ooms en E. Eggink (2006) Hoe het werkt met kinderen. Den Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau.

24

Pott-Buter, H. en K. Tijdens (2002) Emancipatie-Effectrapportage belastingen en premies. Een verkenning naar nieuwe mogelijkheden vanuit het belastingstelsel 2001. Amsetrdam: AIAS Research Report 12. Rasbash, J., F. Steele, W. Browne en B. Prosser (2005) A User’s Guide to MLwiN. Version 2.0. Bristol: Centre for Multilevel Modelling, University of Bristol. Rønsen, M.en M. Sundström (2002) ‘Family Policy and After-Birth Employment Among New Mothers – A Comparison of Finland, Norway and Sweden’, European Journal of Population 18 (2): 121-152. Sainsbury, D. (1999) ‘Gender, Policy Regimes and Politics’ In: Sainsbury, D. (red.) Gender and Welfare State Regimes. Oxford: Oxford University Press, p. 245-275. Sjöberg, O. (2004) ‘ The role of family policy institutions in explaining gender-role attitudes: a comparative multilevel analysis of thirteen industrialized countries’, Journal of European Social Policy, 14(2): 107-123. Smith, N., S. Dex, J.D. Vlasblom en T. Callan (2003) ‘The effect of taxation on married women’s labour supply across four countries’, Oxford Economic Papers 55(3): 417-439. Snijders, T.A.B. en R.J. Bosker (1999) Multilevel Analysis: An introduction to basic and advanced multilevel modelling. London: Sage Publications. Soede, A.J., J.C. Vrooman, P.M. Ferraresi en G. Segre (2004) Unequal Welfare States. Distributive consequences of population ageing in six European countries. Den Haag: Sociaal Cultureel Planbureau en CeRP. Soest, A. van en M. Das (2001) ‘Family labor supply and proposed tax reforms in The Netherlands’, De Economist, 149(2): 191–218. Steenvoorden, EH. en S. Keuzenkamp (2008) ‘Een Nederlands patroon. Arbeidsdeelname in Nederland en andere westerse landen’. In: Portegijs, W. (red.) Deeltijd in beeld (werktitel). Den Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau. (verwacht in zomer 2008). Stier, H., N. Lewin-Epstein en M. Braun (2001) ‘Welfare Regimes, Family-Supportive Policies and Women’s Employment along the Life-Course’, American Journal of Sociology, 106(6): 17311760. Treas, J. en E.D. Widmer (2000) ‘Married Women’s Employment over the Life-Course: Attitudes in Cross-National Perspective, Social Forces, 78(4): 1409-1436. Trifiletti, R. (1999) ‘ Southern European welfare regimes and the worsening position of women’, Journal of European Social Policy, 9(1): 49-64. Uunk, W., M. Kalmijn en R. Muffels (2005) ‘The Impact of Young Children on Women’s Labour Supply. A Reassessment of Institutional Effects in Europe’, Acta Sociologica, 48(1): 41-62.

25