sou · GLB3138d2 · 1998-01-01 00:00:00 — Detta beror sannolikt på att vi studerar aktiviteten hushållsarbete på en alltför aggregerad nivå. Några faktorer är det dock möjligt att peka på, vilka presenteras nedan. Det som är gemensamt för kvinnorna 1984 och 1993 är framför allt icke-arbetsinkomstens negativa och lönens positiva inverkan på hushållsarbete. Förekomsten av eller privat barnomsorg har också en signifikant effekt på kvinnornas hushållsarbetstid. Kvinnor med barnomsorg ägnar mellan två och mindre tid jämfört med de som inte har barnomsorg. kan även en signifikant ålderseffekt påvisas. Kvinnorna har en konkav tid–ålders profil, med maximum vid . För männen är det endast utbildning som har en signifikant effekt på tid i hushållsarbete både 1984 och 1993. Generellt kan man säga att ju lägre utbildning mannen har desto mindre tid ägnar han åt hushållsarbete. Denna effekt är tydligast 1993. gäller vidare att förekomst av barnomsorg påverkar hushållsarbetstiden negativt (ingen effekt 1984). Ett genomgående drag, då det finns barn i åldern 0–, är att kvinnorna ökar sin hushållsarbetstid. Det är dock endast de yngsta barnen som ger signifikanta effekter. För männen erhålls endast en signifikant effekt (positiv) och det är från barn i åldern 4–för . De tydligaste effekterna på barntillsyn kommer av naturliga skäl från förekomsten av barn (se figur 7.10). Ett barn i åldern 0–medför att kvinnorna ökar sin barntillsyn med ca 5–. För männen är denna positiva påverkan något mindre, mellan två och . För båda könen gäller att effekten är störst 1993. Tid för barn, tid för arbete Figur 7.10 Marginaleffekter på barntillsyn. *) Ej signifikanta effekter 0,3* -0,5* -0,2* -0,4* -0,9 -1,2 -1,9 Då barnen är något äldre (4–) är effekten fortfarande positiv. Skillnaden mellan män och kvinnor är störst 1984, då ett barn i denna ålder medför att kvinnorna ökar barntillsynen med nästan tre och mot ca en och en halv för männen.1993 påverkas fortfarande kvinnorna mest, men är differensen betydligt mindre. Effekten av barn i åldern 8–är endast signifikant för kvinnorna 1993. De ökar då sin aktiva tid med barnen med drygt . De äldsta barnen (13–) har en negativ inverkan som ägnas åt barntillsyn. Effekterna är signifikanta med undantag för kvinnorna 1984. Det framförs ibland att individer som har organiserad barnomsorg ägnar mindre tid åt barnen. För kvinnorna förefaller detta vara fallet 1993, då en negativ och signifikant effekt erhålls. 1984 däremot kan inget sådant mönster påvisas. För männen gäller dock det omvända. /privat barnomsorg inverkar positivt som män tillbringar med barn, effekten är emellertid endast signifikant 1984. För ytterligare resultat beträffande effekten av barnomsorg se (1994). 1984 hade utbildningsnivån betydelse för den tid som ägnades åt barnen. Mönstret var att individer med låg utbildning spenderade mindre tid med barnen och att detta gällde i högre grad för kvinnor än för män. 1993 finns inte denna effekt kvar för männen och för kvinnorna är den betydligt svagare. Preferenser för hushållsarbete och barntillsyn Det kan vara av intresse att undersöka om kvinnors och mäns attityder till hushållsarbete och barntillsyn skiljer sig åt. Vid sidan om de exogena variabler som redovisats i de föregående avsnitten ( Vad påverkar hur mycket vi förvärvsarbetar, Hushållsarbetets bestäm- ningsfaktorer, Barntillsyn) undersöktes därför också olika preferen- sers betydelse. Tyvärr ställdes dessa attitydfrågor inte till samtliga respondenter , så därför redovisar vi resultatet separat i detta avsnitt och endast . När det gäller kvinnor och mäns inställning till att passa och leka med barn, så är båda könen positiva till detta. Kvinnorna är dock något mer positiva än männen. Resultaten visar också att städning och matlagning är aktiviteter som både män och kvinnor rangordnar lågt. Att städa är den minst populära aktiviteten, särskilt för männen. Vilka signifikanta effekter av attityder kan då identifieras på marknadsarbete, hushållsarbete och barntillsyn? De kvinnor som uppskattar att städa och laga mat ägnar mindre tid åt hushållsarbete. Detta resultat kan också tolkas som att de kvinnor som ägnar mycket tid åt hushållsarbete har fått nog av städning och matlagning. För männen kan inga signifikanta effekter av deras attityder på omfatt- ningen av deras hushållsarbete hittas. Kvinnors och mäns attityder när det gäller barn påverkar deras tidsanvändning på olika sätt. Lusten att leka med barn påverkar mäns arbetstid negativt och kvinnors positivt, för en positiv inställning till barnpassning gäller det omvända. Tiden som ägnas åt barntillsyn påverkas däremot på ett likartat sätt. De män och kvinnor som gillar att leka med barn tillbringar också mer tid tillsammans med barnen, medan de individer som tycker om att passa barn ägna mer tid till barntillsyn. Det som vi i huvudsak har försökt beskriva är den påverkan som barn har på marknadsarbete, hushållsarbete och barntillsyn. Barnets ålder är avgörande för den tid som män och kvinnor ägnar åt dessa aktiviteter. Kvinnornas arbetstid påverkas kraftigt av att de har barn i de allra yngsta åldrarna. 1984 minskade de sin arbetstid med i genomsnitt , 1993 var siffran . När barnen blir något äldre är denna negativa påverkan inte fullt så stor, även om effekten är störst 1993. Ett intressant faktum kan noteras då männens arbetstid studeras. 1984 så kunde en negativ effekt identifieras av barn i åldern 0–, men denna effekt Tid för barn, tid för arbete kunde däremot inte hittas . Jämställdheten mellan män och kvinnor har alltså minskat i detta avseende. Detta är ett faktum trots att kvinnor i genomsnitt ökat sin arbetstid medan männens arbetstid i stort sett är oförändrad . Har då jämställdheten ökat i något annat avseende –1993? Hushållsarbete är en aktivitet där skillnaderna mellan män och kvinnor uppenbarligen minskat. Detta är främst ett resultat av att kvinnorna minskat sin hushållsarbetstid. gäller dock att kvinnorna ägnar betydligt mer tid åt hushållsarbete än männen. För kvinnorna kan man dessutom konstatera att de, både 1984 och 1993, ökat sin tid för denna aktivitet då det finns små barn i hushållet. Både män och kvinnor ägnar de yngsta barnen mest tid. Dessa barn ägnas dessutom mer tid 1993, vilket inte är fallet för äldre barn. Kvinnorna svarar fortfarande för den största delen av barntillsynen, även om könsskillnaderna minskat något . Anxo, D. & , L.R. (1994) Pattern of time-use in and . Memorandum 205, , . , G.S. (1965) A Theory of the Allocation of Time, 75. (1992) Children and Household Economic Behavior, , Vol. XXX, s. 1434–1475. , P.S, & , L.R. (1997) Do Children Affect the Labor Supply of Swedish Men?, Labour Economics, Volume 4, issue 2, s. , L.R, & Klevmarken A. (1992) Market Work, Household Work and Leisure: An Analysis of Time-Use in , Memorandum 172, mics, . , L.R, & Gråsjö, U. (1995 ) Changes in Time Spent at Work and Leisure: The Swedish Experience 1984–1993. Memorandum 212, , . & Kjulin, U. (1994) Time Use in Child Care and Housework, and the Total Cost of Children, , 7:287–306. Ham, J.C. (1982) Estimation of a Labour Supply Model with Censoring to Unemployment and Underemployment, Review of Economic Studies XLIX, 335–354. Heckman, J.J. (1979) Sample Selection Bias as a Specification , Econome- trica, 47, s. 153–161. , J, & , R. (1988) An Empirical Analysis of Life Cycle Fertility and Female Labor Supply, Econometrica 50, p. 380–387. & Pencavel, J.H. (1984) Dynamic Hours of Work Functions for Husbands, Wives and Single Females, Econometrica 52, 363–389. Klevmarken, N.A. & , P. (1989) Hushållens Ekonomiska Levnadsförhållan- den (HUS), Teknisk beskrivning och kodbok, , Uni- versity of . McDonald, J.F. & Moffit, R.A. (1980) The Uses of Tobit Analysis, , 62, s. 318–321. Mroz, T. (1987) The Sensitivity of an Empirical Model of Married Womens Hours of Work to Economical and Statistical Assumptions, Econometrica , 55, 765–799. (1987) Does Lowering the Marginal Tax Rates Matter?, in Understanding Economic Behavior, 12th Annual Colloquium of IAREP, Vol. 1, , . Den svenska HUS-undersökningen ( Household Market and Non Market Activities, Klevmarken & (1993)) grundas på ett urval av individer i åldern 18–. Med hjälp av personliga intervjuer, telefonintervjuer samt registerdata har socio-ekonomisk information samlats in från både 1984 och 1993. I de hushåll där det fanns gifta eller sammanboende intervjuades båda. Vid sidan av huvudintervjun, genomfördes dessutom två telefonintervjuer om hushållens tidsanvändning. var urvalsstorleken 2495, av dessa deltog 1680 i båda intervjuerna. Motsvarande siffror var 3353, där 2346 deltog i båda intervjuerna. En del av urvalet är en panel, dvs. personer som deltog både 1984 och 1993. Panelen bestod av 864 personer. genomfördes undersökningen /2 1984 till 14/2 1985 och mellan 1/3 1993 och 28/2 1994, med undantag för under jul och påsk. De återstående delades sedan in i fyra grupper: 1. Vinter-veckodag, 2. Vinter-veckoslut (helg), 3. Sommar-veckodag, 4. Sommar-veckoslut (helg). Hela urvalet delades sedan in i två grupper. Den första gruppen bestod av hushåll som vid första tillfället intervjuades vinter- veckodag och sommar-veckoslut vid andra tillfället. Den andra gruppen hushåll intervjuades vinter-veckoslut första gången och sommar-veckodag . Mätdagen valdes ut slumpmässigt och individerna intervjuades sedan per telefon angående deras tidsanvändning denna dag. I de flesta fall har intervjuarna ringt dem efter mätdagen och frågat dem om tidsanvändningen dagen innan. Tid för barn, tid för arbete omöjliga att få tag i (på mätdagen), så intervjuades individerna två, och i vissa sällsynta fall tre, dagar efter mätdagen. Intervjuerna sker med s.k. öppna svar, dessa kodades sedan till 72 olika aktiviteter. För varje aktivitet beräknades sedan ett vägt medelvärde. I det vanligaste fallet, då två intervjuer genomförts, definierades medelvärdet enligt följande: ti = 5tiv + 2tih i = 1, 2, , 72 där v och h står för om mätdagen var veckodag eller veckoslut (helg). Om en respondent endast deltagit i en av intervjuerna så beräknades värdet istället enligt t i = 5tiv om mätdagen var en veckodag och annars enligt ti = 2tih. Det är detta mått av tidsanvändningen som kommer att användas i vår analys. Undersökningens metod och design var likartad 1984 och 1993. Det finns dock några skillnader. 1984 skrev intervjuaren ned svaren i ett pappersformulär, 1993 gjordes detta på ett elektroniskt formulär i en dator. Fördelen med den nya designen är att kodningsfelen minskar samt att det 1993 även finns tillgång till de öppna svaren. Denna information kommer dock inte att utnyttjas i detta arbete. Ett problem vid jämförelse av data över tiden är om kodningen av de öppna svaren gjorts på samma sätt . Därför sattes det upp strikta regler 1984 för hur kodningen skulle genomföras och dessa följdes sedan även 1993. Naturligtvis kan det fortfarande finnas utrymme för en viss slumpmässighet eller godtycke vid kodningen. Ett exempel på detta är då det rapporterats att fler aktiviteter utförts . Vilken aktivitet skall då anses vara den primära och vilken skall anses vara den sekundära? I huvudsak så finns det endast en förändring i kodningen. 1984 var ambitionen att rapportera den faktiska aktiviteten som eventuellt genomfördes under rast från arbete. Om respondenten handlade eller gick till banken under rasten så skulle detta rapporteras som handla respektive bankärende och inte som rast från arbete. Denna regel frångicks 1993 av två skäl. För det första så lyckades man inte fullt ut göra denna distinktion 1984, utan ibland så rapporterades rast och vid andra tillfällen handla, bankärende etc. För det andra så är rasten i sig en intressant aktivitet och som också analyserats i ett par undersök- ningar . Slutligen skall det också sägas att all data som använts i detta arbete är från aktiviteter som uteslutande betecknas som primära. T210 Matlagning för omedelbar konsumtion T220 Matlagning för framtida konsumtion T25 Inköp och administration T420 Inköp andra varor T433 Andra privata tjänster T443 Andra offentliga tjänster T360 Tillsyn av sjukt barn När tidsanvändningsdata används i regressionsmodeller gäller det att vara observant på problemet med den stora andelen nollor. Att rapportera noll minuter i använd tid på en aktivitet, t.ex. marknadsar- bete, kan ha två orsaker; (1) individen deltar inte på arbetsmarknaden eller (2) individen deltar på arbetsmarknaden, men arbetade inte på intervjudagen. För att ta hänsyn till detta är det lämpligt att använda sig av en sample selektions modell. Vi har valt en generaliserad tobit modell som vi estimerar med Heckmans tvåstegsmetod (Heckit), se Heckman (1979). Ett problem när dessa modeller specificeras är specifikationen av beslutet att delta i en aktivitet eller inte. Ambitionen är att ekvationen för deltagandebeslutet , den s.k. indexfunktionen, antas skilja på sanna respektive falska nollor. I många fall kan det vara svårt att specificera indexfunktionen. I (1997) används variabler för att fånga in hur intervjudagen designats. använde den s.k. Double Hurdle modellen men i denna uppsats Tid för barn, tid för arbete använder vi en något enklare variant, som vi helt enkelt betecknar generaliserad tobit. Ett annat problem är om de valda variablerna på höger sida i ekvationerna är exogena eller inte. Om tiden som används till marknadsarbete skall skattas, så bör någon typ av lönevariabel an- vändas. Den bästa bör vara nettolön, dvs. bruttolön ×(1-marginalskatt). Klevmarken & (1992) föreslår att föregående års marginal- skattenivå används, eftersom studier visar att människor i allmänhet inte känner till marginalskattenivån innevarande år, utan oftare känner till förra årets nivå (, 1987). En annan frågeställning gäller effekten av barn . Det har hävdats i litteraturen att det här finns ett potentiellt endogenitets- problem (Mroz, 1987; , 1988). (1992) diskuterar två olika ansatser när det gäller att skatta arbetsutbuds- funktioner då hänsyn tas till fertilitet. I den första ansatsen inkluderas inte barnvariabler i arbetsutbudsfunktionen, även om variabler som bestämmer fertilitet inkluderas. Den andra ansatsen b ygger på att barnvariablerna används direkt i arbetsutbudsfunktionen. Ett problem i den andra ansatsen är att hitta bra instrumentvariabler för fertilitet som inte är korrelerade med arbetsutbudet. I denna uppsats utgår vi från att barn kan betraktas som exogena variabler. Vi kommer att utföra regressionsanalys på tre aktiviteter; mark- nadsarbete, hushållsarbete och barntillsyn. Problemet med för många nollor föreligger endast för två av dessa aktiviteter, nämligen marknadsarbete och barntillsyn. När det gäller hushållsarbete är andelen som rapporterat noll i använd tid väldigt låg, vilket medför att vi valt att skatta denna aktivitet med minsta kvadrat metoden. Den generaliserade tobit-modellen kan skrivas Strukturell ekvation: y ~ N(0, s 2 ) ~ N(0,1) ì 1 if d * där yi* betecknar tillhörande observerade variabeln (faktiskt antal timmar marknadsar- bete). x1i och x2i är två vektorer med förklarande variabler som antas vara okorrelerade med slumpvariablerna ui och vi. b1 och b2 är di* är en latent variabel som representerar binär censoring och di är dess observerade värde (1 om personen arbetar, annars 0). Här antas u,v ~ N(0, 0, s2, 1, r), där r är korrelationskoef- ficienten mellan u och v . Givet den stokastiska specifikationen kan likelihoodfunktionen härledas och parametrarna kan estimeras med Maximum Likelihood. En alternativ estimeringsmetod, som använts här, är istället att använda Heckit (Heckmans två-stegsmetod). För både marknadsar- bete och barnomsorg har vi estimerat modellerna med Maximum Likelihood och Heckit, då dessa metoder givit likartade resultat har vi valt att här rapportera resultaten baserade på Heckit. Vanligtvis har inte de skattade parametrarna i dessa modeller någon naturlig tolkning. För att få resultat som kan tolkas beräknas därför också marginaleffekter. Om vi dessutom delar upp den totala effekten erhåller vi följande (McDonald & Moffit, 1980): = 1 ) + där index k betecknar variabel k i vektor x 1i. Den första komponenten på höger sida i uttrycket visar ändringen i sannolikhet när en aktivitet utförs. Den andra komponenten visar ändringen av det förväntade värdet av y i, givet att aktiviteten utförs. De variabler som används är som följer: tid som spenderas på marknadsarbete, barntillsyn eller hus- hållsarbete ålder, (ålder) 2, kort utbildning, medellång utbildning, dummy- variabler för barn i åldern 0–, 4–, 8–, resp. 13–16 år, privat/kollektiv barnomsorg, antal hushållsmedlemmar, bo- endeform, lön, virtuell inkomst. Dessa variabler används i den strukturella ekvationen. I index- funktionen används inte löne- och inkomstvariablerna. Däremot så används variabler beträffande intervjudag (säsong, veckodag) i denna ekvation. Antalet barn behandlas här som exogena variabler. Utbildning beskrivs med dummyvariabler, där kort utbildning är skolgång och medellång utbildning är upp till högskoleexamen. Barnomsorg eller inte och boendeform (egna hem, hyresboende) mäts också med hjälp av dummyvariabler. Nettolönen som används i denna studie beräknas enligt brutto- lön ×(1-marginalskatt). Inkomstvariabeln beräknas genom att summera make/makas nettoinkomst, hushållets kapitalinkomst samt egen Tid för barn, tid för arbete nettoinkomst, samtliga siffror hämtade innan intervjun genomfördes. För att minska endogenitetsproblemet estimeras först en löne- och inkomst relation, sedan beräknas prediktioner separat för både löner och inkomster. Vid löne- och inkomst estimeringen används linjära och kvadratiska termer för ålder, utbildning, kapitalinkomst samt verksamma år i arbetslivet. Den skattade medellönen var ca /timma för kvinnor och /timma för män. var motsvarande siffror /timma för kvinnor och /timma för män. Marknadsarbete, kvinnor 1984 -12,18096 -1,98597 (Ålder )2 -0,63813 -7,39980 Barn, ålder 0-3 -1,83123 Barn, ålder 4-7 -1,67145 Barn, ålder 8-12 Barn, ålder 13-18 -1,23171 Marknadsarbete, män 1984 -9,15617 -3,09559 -1,67906 -0,01891 -0,64882 -3,58803 -1,00044 -2,99608 -3,20022 -2,56732 Marknadsarbete, kvinnor 1993 -21,99960 -1,94134 -0,43128 -10,77702 -6,29489 -2,59310 -0,24221 -0,92225 Marknadsarbete, män 1993 -69,28562 -3,57824 -2,37592 -2,42864 Hushållsarbete, kvinnor 1984 T for H0: Prob > |T| -0,064374 -0,162 (Ålder )2 -0,284276 -0,140 -0,169351 -2,608 Skattad arbetsfri ink, Barn, ålder 0-3 Barn, ålder 4-7 Barn, ålder 8-12 -0,373544 -0,241 Barn, ålder 13-18 -2,357548 -1,609 Hushållsarbete, män 1984 T for H0: Prob > |T| -0,125596 -0,383 (Ålder )2 -2,422790 -1,684 -1,011841 -0,642 -0,039318 -0,913 Skattad arbetsfri ink, -0,175849 -0,138 Barn, ålder 0-3 -0,049966 -0,042 Barn, ålder 4-7 Barn, ålder 8-12 -1,381391 -1,233 Barn, ålder 13-18 -0,337502 -0,356 Tid för barn, tid för arbete Hushållsarbete, kvinnor 1993 T for H0: Prob > |T| -9,391507 -0,954 -1,109197 -1,956 (Ålder )2 -2,097141 -1,233 -0,130705 -2,257 Skattad arbetsfri ink, Barn, ålder 0-3 Barn, ålder 4-7 Barn, ålder 8-12 Barn, ålder 13-18 -2,453845 -1,306 -0,347049 -0,233 Hushållsarbete, män 1993 T for H0: Prob > |T| -0,050714 -0,119 (Ålder )2 -4,402606 -2,702 -3,047435 -1,844 -0,156563 -0,799 -0,018201 -0,254 Skattad arbetsfri ink, Barn, ålder 0-3 Barn, ålder 4-7 Barn, ålder 8-12 -1,136207 -0,893 Barn, ålder 13-18 -2,633476 -2,001 -0,326039 -0,492 Barntillsyn, kvinnor 1984 -0,22918 (Ålder )2 -3,11450 -2,49365 -0,02791 Skattad arbetsfri ink, Barn, ålder 0-3 Barn, ålder 4-7 -0,47912 Barn, ålder 8-12 -1,90482 Barn, ålder 13-18 -1,04463 Barntillsyn, män 1984 -0,09022 -2,01701 -1,07275 -0,02836 -0,37808 Barntillsyn, kvinnor 1993 -0,29764 -1,22216 -0,47399 -0,03422 -0,92101 -0,63855 Barntillsyn, män 1993 -0,10661 -0,16790 -0,51017 -0,06441 -0,15965 -1,24977 -1,21524 för män och kvinnor Vi skall i detta kapitel söka belysa hur sammanboende och föräldra- skap påverkar kvinnors och mäns yrkeskarriärer och inkomster. Frågan är, något omformulerad, hur väl yrkesliv och familjeliv låter sig kombineras och vilka restriktioner hem och familj utgör för ett aktivt arbetsmarknadsdeltagande. Fokus kommer att ligga på hur dessa restriktioner skiljer sig åt mellan könen. Kvinnor lägger ner mer tid på hushållsarbete än vad män gör och har under långa perioder i livet en svagare arbetsmarknadsanknytning genom deltidsarbete och arbetskraftsavbrott för föräldraledighet. Hur påverkar detta deras möjligheter till inkomst- och karriärutveckling? Detta är en komplicerad fråga. De olika krav familjelivet ställer på män respektive kvinnor kan verka genom en rad olika mekanismer, varav många är svåra att kvantifiera. Socialt konstruerade könsroller är intimt förknippade med vår identitet och påverkar således vårt handlande genom diffusa och svåråtkomliga processer. 1 Så är smak, intressen, motivation och självuppskattning egenskaper som uppen- barligen varierar med kön. Det är naturligtvis svårt att ur den mängd av föreställningar som bygger upp identiteten logiskt särskilja just dem som är kopplade till familjelivets och arbetslivets organisation. Man kan exempelvis fråga sig hur sambandet ser ut mellan å ena sidan pojkars och flickors intressen och å andra sidan uppfattningar om vilka uppgifter som är typiskt manliga eller kvinnliga; samt hur detta i sin tur relaterar till manifest beteende i form av arbetsdelning i hemmet samt utbildnings- och yrkesval. Sannolikt finns ingen naturlig kausal ordning, könsi- dentiteten skapas och återskapas kontinuerligt genom interaktion. Det finns således också återkopplingar som förstärker könsskillnaderna. 1 Se Ridgeway (1997) för en diskussion om detta. Familjelivet påverkar möjligheten att delta i marknadsarbete, men diskriminering och segregering på arbetsmarknaden inverkar sannolikt också på familjens arbetsdelning (jämför Blau och Ferber, 1992). Här skall inget försök göras att analysera denna problemställning, vi nöjer oss med att notera frågans komplexa natur. Dock kan det vara fruktbart att summera några huvuddrag i den förda diskussionen. Man kan tänka sig att familjelivets organisation påverkar arbetsmarknads- utfall genom tre huvudmekanismer som ömsesidigt påverkar varandra; i) genom avfärgning på könsspecifika identitetsmönster som leder till skillnader mellan män och kvinnor i preferenser och prioriteringar vilket i sin tur skapar skillnader i utbildnings-, yrkes- och arbetsmarknadsval. Så betyder t.ex. arbetsdelningen i den typiska familjen där mannen förväntas ägna sig åt marknadsarbete och kvinnan ta hand om hem och hushåll att pojkar intresserar sig för aktiviteter som är förknippade med marknadsarbete, medan omvår- dande aktiviteter som förknippas med den goda husmodern blir av intresse för flickor; ii) genom andras uppfattningar om manligt och kvinnligt, som dels verkar genom sanktioner, 2 såväl i vardagslivet som i yrkeslivet, dels genom att andras ackumulerade beteende utgör den norm efter vilken individen mäts, ett exempel på detta är statistisk diskriminering.3 Tanken är att om större delen av den manliga befolkningen väljer att inte utnyttja sin lagstadgade rätt till föräldraledighet så kommer det att uppfattas som normalt för en man att inte vara föräldraledig och män som väljer en annan lösning kommer då att ses som avvikande; iii) genom direkta effekter orsakade av manifest beteende, det vill säga det faktiska beteendet att inte vara föräldraledig, att utföra hushållssysslor, att arbeta deltid, att vara ledig för att ta hand om sina sjuka barn. Av dessa tänkbara processer är endast individens val och beteen- den direkt empiriskt observerbara och vi kommer i detta kapitel att koncentrera våra analyser på att visa hur faktiska val och beteenden är avhängiga familjesituationen.