Køn og ulighed i adgangen til ledelsespositioner for velfærdsprofessionerne
Forfattere: Jan Thorhauge Frederiksen, Simone Mejding Poulsen
Tidsskrift: tidsskrift-for-arbejdsliv (2021-12-23 — Opdateret d. 2022-01-18)

## Køn og ulighed i adgangen til ledelsespositioner for velfærdsprofessionerne

Jan Thorhauge Frederiksen &amp; Simone Mejding Poulsen

## Abstract

Adgangen til ledelsesstillinger er i mange brancher lettere, hvis man er mand, tilhører den etniske majoritet, eller er vokset op i middelklassen eller overklassen. Denne artikel undersøger, om det samme gør sig gældende i velfærdsprofessionerne, der udgør en karrierevej for kvinder, arbejderklasse, og etniske minoriteter og hvor det professionelle ethos er associeret med kvindelighed. Artiklens undersøger om eksisterende dominansforhold inden for køn reproduceres i det velfærdsprofessionelle arbejde gennem ulige adgang til ledelsespositioner, om denne adgang intersekterer med klasse og etnicitet, og om denne adgang har ændret sig for disse grupper i perioden 1980-2020? Dette undersøges for fi  re kohorter af velfærdsprofessionelle, nemlig samtlige, der færdiggjorde en velfærdsprofessionel uddannelse i hhv. 1980, 1990, 2000 og 2010. Analysen hviler på mikrodata om socioøkonomisk baggrund for de professionelle, og deres professionelle karrierer. Analyserne gennemføres med logistisk regression og viser, at mænd og højere klassepositioner har privilegeret adgang til ledelsesstillinger, med højere sandsynlighed for mænd, og for middel- og overklasserne. Noget tilsvarende er tilfældet for etniske majoritetspersoner, men da den etniske minoritetspopulation i data er meget lille, fortolkes dette som et udtryk for social lukning ved rekruttering til professionerne, og ikke til ledelse.

Keywords: Velfærdsprofessioner, køn, klasse, etnicitet, ledelse, social lukning

## Indledning

Det er velkendt, at de velfærdsprofessionelle i vidt omfang er kvinder, hvilket der er historiske forklaringer på (Brante et al., 2015a; Witz, 1992a). Endvidere viser aktuelle studier, at denne kønnede skævhed i rekrutteringen til velfærdsprofessionerne ikke har ændret sig i nyere tid (Frederiksen, 2021). Professionsteoretikeren Anne Witz forstår dette som et patriarkalsk professions-hierarki, og hævder at skævhed inden for professioner er en konsekvens af, hvordan køn gennem historien har været sammenfi  ltret med professionel viden, magt og status, hvor kvinder har været udelukket fra de traditionelle professioner (eksempelvis læge), gennem forskellige juridiske og ikke mindst sociale eksklusionsprocesser.

Velfærdsprofessionerne står imidlertid i kontrast hertil, da de historisk har fungeret som en vigtig vej til uddannelse og social mobilitet for kvinder (Nielsen, 2003; Frede- riksen, 2020). Dette giver anledning til at undersøge, om det kvindelige overtal samt den historiske tilknytning til feminint konnoterede værdier (fx omsorg og pleje) betyder, at der inden for disse professioner er bedre muligheder for at kvinder kan stige op i institutionelle hierarkier til ledelsespositioner af forskellig art.

Inden for erhvervsliv, politik, og de fl  este organisationer er ledelse oftere bemandet med mænd. I EU besad kvinder i gennemsnit 34% af alle ledelsesposterne i år 2020, hvoraf Danmark lå en smule under dette gennemsnit, med en kvindelig lederandel på 31% (Eurostat, 2021). Ser man kun på ledelsesposter i den offentlige administration, er tallet en smule lavere, nemlig 30% (EU Parliament, 2021). Tidligere var kvinder endnu mindre repræsenteret i ledelseslaget; i perioden 2000-2010 har andelen af kvinder i ledelse generelt ligget mellem 20 og 25%, for så langsomt at stige frem til 2020 (International Labor Organization, 2021). Trods denne stigning, tegner der sig dog stadig et billede af at ledelse, uanset branche, lukker sig socialt om mænd. Dette er imidlertid ikke konkret undersøgt for velfærdsprofessionerne, og spørgsmålet rejser sig nu, om denne tendens er at genfi  nde indenfor for et område, hvor kvinder er så klart i overtal.

Det er forholdet mellem disse to tendenser, som denne artikel har som formål at undersøge; på den ene side den markante overrepræsentation af kvinder i velfærdsprofessioner, og på den anden side den markante overrepræsentation af mænd i ledelse. Det er vigtigt, både af ligestillingsårsager, men også fordi det kan illustrere en forskellighed i de kønnede karrieremæssige mulighedshorisonter, som mænd og kvinder ser, i det velfærdsprofessionelle arbejde. Endvidere peger forskning også på, at en øget diversitet i ledelsessammensætningen i sig selv også fører til lønmæssig lighed (Stojmenovska, 2019).

Køn bør dog ikke forstås som et isoleret forhold, når man taler om ulighed i repræsentation. I denne analyse anlægger vi et intersektionelt perspektiv, hvilket betyder, at køn sættes i relation til klasse og etnisk oprindelse, der også er væsentlige ulighedsakser i forhold til uddannelse og karriere (Harrits, 2014; Stevens, 2009; Kimmel &amp; Ferber, 2017). Velfærdsprofessionerne er en adgangsvej til uddannelse, og til social mobilitet, for børn med oprindelse i arbejderklassen, eller med anden etnisk oprindelse end dansk, ligesom de har det for kvinder (Frederiksen, 2020; Thomsen, Dencker &amp; Pedersen, 2013). Vi undersøger derfor, om denne overrepræsentation af ikke-privilegerede grupper fortsætter op gennem karrierevejene i det velfærdsprofessionelle arbejde, eller om der - som i resten af samfundet -sker en forfordeling af mindre privilegerede samfundsgrupper i adgangen til ledelsespositioner (Friedman &amp; Laurison, 2019; Andersen &amp; Hansen, 2012). At vi forstår køn, klasse, og etnisk intersektionelt betyder, at mulighederne - eller manglen på samme - for at gøre karriere som leder i velfærdsprofessionelt arbejde som hhv. mand eller kvinde interagerer med klasse og etnisk oprindelse, på måder, der er specifi  kke for hver enkelt kombination (McCall, 2001).

## Kontekst og undersøgelsesspørgsmål

Artiklen kobler sig til og trækker på tre forskningsområder. For det første, forskning i professionalisering og velfærdsprofessionelle, hvor de mest relevante forskningsbidrag handler om social lukning. Her trækker vi primært på Thomas Brantes (2014) professionsteorier, Anne Witzs (1992) studier af patriarkalsk professionalisme og Gitte Sommer Harrits'(2014) operationalisering af social lukning. For det andet kønnet ulighed i adgang til ledelsesstillinger, hvor der fi  ndes en ganske omfattende mængde forskning, men meget lidt om ledelsesstillinger i velfærdsarbejde. Og endelig intersektionalitetsforskning, der handler om forholdet mellem kategorier så som køn, klasse og etnicitet. Hertil trækker vi på den amerikanske sociolog Leslie McCalls arbejde med at systematisere de forskellige positioner, der fi  ndes indenfor intersektionalitet, og hendes egen intersektionelle forståelse af ulighed indenfor klasse, køn og race i det amerikanske samfund (McCall, 2001; Cho, Crenshaw &amp;McCall, 2013; McCall, 2005). Disse områder bliver beskrevet kort, for at give plads til en mere systematisk præsentation af forskning vedrørende kønnet ulighed i adgang til lederpositioner.

## Velfærdsprofessioner

Ved velfærdsprofessionelle forstår vi den gruppe af professioner, der er knyttet til velfærdsstatslige institutioner, dvs. pædagoger, lærere socialrådgivere, sygeplejersker, mv. Den svenske professionssociolog Brante knytter forskellige professioner til den statsformation, deres professionaliseringsprojekt foregik under (Brante, 2008; 2014). Hvor de ældre professioner er kendetegnet ved deres autonomi, vidensbase og monopol på et arbejdsfelt, har velfærdsprofessionerne en begrænset professionel autonomi, en mindre tydelig vidensbase for arbejdet, og et mindre sikkert monopol på arbejdet - hvorfor de også er blevet beskrevet som ufuldstændige professioner, eller 'semi-professioner' (Etzioni, 1969). De adskiller sig fra klassiske professioner så som advokat, arkitekt og ingeniør, fordi de er professionaliseret under velfærdsstaten, hvor der gælder andre betingelser for at opnå status, gennem professionalisering og social lukning (Brante, 2008). Begrebet om social lukning har sin oprindelse hos Max Weber, men vi trækker her på Gitte Sommer Harrits' (2014) fortolkning. Hun forstår social lukning, som den proces hvorved en social gruppe, gennem en begrænsning af adgangen til gruppen, opnår privilegier og status. Denne lukningsproces deles op i fl  ere former for professionel lukning. Hvor en social lukning handler om at begrænse adgang på basis af kapital og handler en symbolsk lukning om at begrænse adgangen på basis af dominerende livsstile (Harrits, 2014) 1 . Det er således dominerede samfundsgrupper - og i denne kontekst kvinder, personer med anden etnisk oprindelse end dansk, samt personer med oprindelse i arbejderklassen - der søges ekskluderet gennem den professionelle lukning 2 . Denne forståelse af lukning stemmer godt overens med professionsforskeren Anne Witz' analyser af sammenhængen mellem køn og professionalisering, hvor opnåelse og fastholdelse af professionsstatus sikres gennem rekruttering af mænd frem for kvinder, hvorved kønnede dominansforhold reproduceres. I denne analyse betyder det konkret, at fx personer af anden etnisk oprindelse end dansk ikke kun kan have ringe ledelseschancer, fordi de ikke ansættes som leder. Det kan også skyldes, at professionen i større eller mindre grad er socialt lukket for dem, og der derfor ikke fi  ndes kandidater til ledelsesstillinger med en sådan oprindelse.

Der fi  ndes meget begrænset forskning i, hvem der rekrutteres til velfærdsprofessioner (Thomsen, Dencker &amp; Pedersen, 2013; Brante et al., 2015b; Harrits &amp; Olesen, 2012), og så godt som ingen forskning i, hvem der ansættes i ledelsespositionerne indenfor velfærdsprofessionerne. Den forskning, der foreligger, viser at velfærdsprofessionerne rummer en del personer fra socialt dominerede grupper så som kvinder, arbejderklasse, eller har anden etnisk oprindelse end dansk - for de to første vedkommende endog en andel der overstiger disse gruppers andel af befolkningen (Frederiksen, 2021). Derfor søger denne artikel at undersøge hvorvidt den sociale lukning, som altså ikke fi  nder sted i rekrutteringen til professionerne, i stedet fi  nder sted i rekrutteringen til ledelsespositioner inden for det professionelle arbejde.

## Interkategoriel intersektionalitet

Artiklen forstår forholdet mellem sociale kategorier forstås som en interkategoriel kompleksitet, med Leslie McCalls (2005) betegnelse. Dette indebærer en strategisk brug af de kategorier, som egentlig søges dekonstrueret, for at påvise. hvordan disse kategorier er virksomme i social ulighed.

Dette valg er i vores tilfælde nødvendiggjort af, at de registerdata, vi analyserer, ikke tillader mere fl  ydende kategoriseringer. For at kunne påvise intersektionel ulighed indenfor ledelse i professionsuddannelserne, bliver vi derfor nødt til at gøre strategisk og provisorisk brug af fx et binært kønsbegreb. Dette indebærer imidlertid ikke en antagelse om at disse kategorier er statiske, dikotome, eller at minorisering og undertrykkelse er additiv (dvs. at de ulighedskonsekvenser, der rammer fx kvinder med anden etnisk oprindelse end dansk blot er summen af hhv kønslige og etniske konsekvenser). At ulighed ikke har denne additive karakter, er hos Crenshaw (1989) en central pointe i intersektionalitetsbegrebet. En forskel mellem Crenshaws antikategorielle intersektionalitet, og McCalls interkategorielle er, at sidstnævntes strategiske påvisning af uligheder gennem strategisk brug af simple kategorier gør det umuligt at iagttage ikke-additive intersektionelle uligheder (McCall, 2001). Vores intersektionelle ambition her er således at kortlægge kønnede uligheder i adgangen til ledelsespositioner, og se hvordan køn intersekterer med klasse og etnisk oprindelse, dvs ., om og hvordan uligheden bliver enten større eller mindre når vi kobler klasse og etnisk oprindelse på køn, konkret i form af signifi  kante ændringer i odds-ratio. Det, artiklen således ikke analyserer, er hvordan interaktionen mellem køns- klasse- og etnicitetskategorier bliver til, opleves, eller påvirkes normativt af disse kategoriers konstruktion.

## Køn og ledelse

For både kvinder, arbejderklasse og etniske minoriteter er der et ledelses-gab, dvs. der rekrutteres færre fra disse grupper til ledelse end forventeligt givet deres andel af befolkningen (Maume, 2012; Morrison &amp; Von Glinow, 1990; Corsun &amp; Costen, 2001; Stojmenovska, 2019). Endvidere viser forskning, at dette gab ikke kan forklares med antagelser om lederevner eller -potentiale, da disse antagelser viser sig at rumme bias mod kvinder, som tilsløres gennem formaliseringer i form af lederevner-målinger (Elsesser &amp; Lever, 2011; van Emmerik, Wendt &amp; Euwema, 2010; Estevez-Abe, 2005; Shore, 1992; Hopkins et al., 2021; Helgesson &amp; Sjögren, 2019). Det er derfor relevant at skitsere, hvad forskningen viser, at dette gab reelt skyldes.

Der er kun begrænset forskning vedrørende klasse og etnicitet i ledelse, men den, der foreligger, beskriver forhold, der er kongruente med den forskning indenfor køn. Derfor skelner vi i dette afsnit ikke altid mellem, hvad forskningen har vist vedrørende køn, klasse eller etnicitet i forhold til ledelsesgabet. Forskningen i ledelsesgabet kan rubriceres i tre grupper af barrierer og forhindringer; 1) Diskrimination eller bias, 2) organisations- og arbejdskulturer der privilegerer majoriteten, og 3) ulige arbejdsfordeling i hjem og familie (se evt. van't Foort-Diepeveen, Argyrou, &amp; Lambooy 2021).

Sidstnævnte angår primært kønsgabet, som imidlertid i nogen grad forstærkes i arbejderklassen (Ravenswood &amp; Harris, 2016), og har i USA også været knyttet til racialisering (Sanchez-Mazas &amp; Casini, 2009).

Forhindringer i form af diskrimination og bias i rekruttering handler om, hvem der overhovedet lukkes ind i ledelse. Her peger forskningen på bevidste og ikke-bevidste fore- stillinger og stereotyper, der sorterer kvinder og minoriteter fra at blive ansat såvel som forfremmet, hvilket er vist både quasi-eksperimentalt, og gennem interviews og etnografi  ske studier (Paoloni &amp; Demartini, 2016; Gray &amp; Kish-Gephart, 2013; Goldin &amp; Rouse, 2000). Dette er siden 1978 metaforisk blevet omtalt som et glass ceiling , der forhindrer kvinder i at bevæge sig op gennem ledelseshierarkiet i virksomheder og organisationer - en usynlig barriere, som stopper kvindernes karriereopstigning (Kagan, 2021).

Forhindringer i form af organisations- og arbejdskulturer, der privilegerer majoriteten, dækker over forhold, der fører til, at kvinder og minoriteter ikke bliver i ansættelsen, eller selv fravælger at søge ansættelse eller ledelsespositioner. Der er forhold som manglende rummelighed og støttende rammer på arbejdspladser for kvinder og minoriteter, samt kulturelle antagelser om hvilke personlighedstyper og -træk ledelse kræver, og hvilke grupper der besidder disse træk. Det kan også handle om krav om at leve op til særlige begrænsende kulturelle og kønnede normer, der ikke gælder for mænd, eller majoriteten - eller om devaluerende forestillinger om minoriteters og kvinders arbejdsevner, kompetencer, eller ambitioner, eventuelt i form af en macho-arbejdskultur omkring arbejdstid og -præstationer(Green &amp; Cassell, 2008; Kamasak et al., 2020; Liff &amp; Ward, 2001; Fitzgerald, 2018).

Fælles for både de bias-relaterede, og de organisationskultur-relaterede forhindringer for at kvinder kan blive ledere, er, at disse forhindringer ikke rammer mænd, og at mænd i kvindedominerede fag i tilgift ofte har særlige privilegier (fx mandlige mentorer og særlige mandlige netværk). I kraft af dette fravær af særlige krav og kønnede støttemekanismer opnår mænd en privilegeret adgang til ledelse, også kendt som ' glass escalator' (Williams, 1992). Et epokegørende studie af britiske eliteprofessioner har vist at noget tilsvarende gælder for personer med oprindelse i privilegerede klasser, der oplever en strukturel 'medvind' i deres karrierer, mens personer fra arbejderklassen møder et såkaldt 'class ceiling' (Friedman &amp; Laurison, 2019).

Disse privilegerede forhold for mænd betyder også, at det er uklart, hvorvidt et større antal kvindelige ledere har en lighedsforøgende effekt (Zimmer, 1988). I det omfang, der er en sådan effekt, gælder det kun, når kvinder er topledere; kvindelige og/eller minoritets mellemledere kan i nogen tilfælde forøge uligheden (Stainback &amp; Kwon, 2012; Stainback, Kleiner &amp; Skaggs, 2016). Endvidere peger anden forskning på at kvindelige ledere primært fi  ndes i lavere ledelseslag (Liff &amp; Ward, 2001; Brannan &amp; Priola, 2012), hvilket kan være udtryk for 'tokenism', (dvs symbolske tiltag i retning af diversitet) (Zimmer, 1988), eller at når kvinder forfremmes, kan det være til særligt risikable positioner, den såkaldte 'glass cliff' (Mulcahy &amp; Linehan, 2014).

Forhindringer vedrørende den ulige arbejdsfordeling i hjemmet handler om det forhold, at kvinder i hjemmet og i forhold til børn og barsel kan forvente (og forventes) at tage en større del af arbejdsbyrden, også kendt som 'det tredje skiftehold' indenfor familieforskningen (Smeby, 2017). Dette kan føre til nedprioritering eller fravalg af ledelsesarbejde, hvilket kommer til syne som stabile kønsforskelle i ledelsesaspirationer. Her er der tale om en modsætning mellem fx tids- og mobilitetskrav til ledere, der står i modsætning til en ønsket, eller normativ work-life balance for kvinder (Guillaume &amp; Pochic, 2009; Ravenswood &amp; Harris, 2016; Kamasak et al., 2020).

Hvor de to første grupper af barrierer peger på, at der i rekruttering til ledelse fi  ndes forforståelser, der devaluerer eller diskriminerer dominerede sociale grupper, peger den tredje specifi  kt på, at visse arbejds- og organisationskulturer i kombination med den kønnede arbejdsfordeling i familien virker som et kontraincitament for kvinder med familie til at søge ledelsesstillinger. Man kunne derfor opstille den hypotese, at der på arbejdspladser som de velfærdsprofessionelle, hvor såvel kvinder som minoriteter er overrepræsenterede, i mindre grad fandtes sådanne devaluerende, ekskluderende eller kontrainciterende forforståelser og kulturer, og at den professionelle lukning i form social eksklusion af dominerede sociale grupper i ledelsespositioner derfor er begrænset her. Denne hypotese kan yderligere begrundes i, at en række analyser af professionsethos og -identitet i velfærdsarbejdet peger på særlige feminint konnoterede værdier og selvfortællinger i disse professioner (Hjort, 2004; 2012; Dahl, 2000).

## Undersøgelsesspørgsmål

Denne artikels bidrag til en intersektionel forståelse af kønnet ulighed i rekrutteringen til ledelsespositioner, som en form for social lukning af velfærdsprofessionerne er således at undersøge denne hypotese gennem disse undersøgelsesspørgsmål:

1.  Reproduceres eksisterende dominansforhold inden for køn i det velfærdsprofes-

Tabel 1. Professionskohorter, fordeling.

|                  |   1980 |   1990 |   2000 |   2010 |   Total |
|------------------|--------|--------|--------|--------|---------|
| Pædagoger        |   2567 |   1789 |   2821 |   4004 |   11181 |
| Folkeskolelærere |   1499 |   1521 |   3008 |   3664 |    9692 |
| Sygepleje        |   1947 |   1711 |   2178 |   3028 |    8864 |
| Socialrådgivere  |    432 |    453 |    771 |    660 |    2316 |
| Total            |   6445 |   5474 |   8778 |  11356 |   32053 |

sionelle arbejde gennem ulige adgang til ledelsespositioner?

2.  Intersekterer køn med etnisk oprindelse og klasseoprindelse i forhold til adgangen til ledelsespositioner?
3.  Har denne adgang ændret sig for disse grupper i perioden 1980-2020?

## Data og metoder

Artiklens empiri er mikrodata udtrukket fra Danmarks Statistiks registre under Forskerordningen 3 . Disse data beskriver de nyuddannede velfærdsprofessionelle i årene 1980, 1990, 2000 og 2010, og følger deres karrierebaner 10 år frem. Data omfatter forældrenes uddannelse, erhverv, socioøkonomiske status, og indkomst samt data på den velfærdsprofessionelles ansættelse, beskæftigelse, og stillingskategori fra uddannelsestidspunktet og frem til 2020. Data om forældrene bruges til at beskrive de nyuddannede velfærdsprofessionelles sociale og etniske oprindelse. Data om den velfærdsprofessionelle selv bruges til at kortlægge om, og hvornår, denne bliver ansat i en lederstilling.

De analyserede data dækker de fi  re største velfærdsprofessioner: Pædagog, sygepleje, folkeskolelærer og socialrådgiver. Fordelingen på de fi  re analyserede kohorter fremgår af tabel 1 4 .

Vi vælger de fi  re største professioner for at få størst muligt populationer. Nedslagene med 10 års mellemrum gør det muligt at iagttage ændringer i uligheden over tid og dækker en tilstrækkelig lang periode til, at en ændring i ulighed burde kunne iagttages. I den undersøgte periode sker der selvfølgelig meget

Tabel 2. Andele ledere indenfor professionerne 5

|      | Ledere efter 5 år   | Ledere efter 10 år   |
|------|---------------------|----------------------|
| 3,9% | 5,1%                | Pædagoger            |
| 2,3% | 5,0%                | Folkeskolelærere     |
| 5,1% | 7,4%                | Sygepleje            |
| 3,5% | 7,6%                | Socialrådgivere      |
| 3,6% | 6,5%                | Total                |

Operationaliseringerne tager alle udgangspunkt i  Danmarks Statistiks  kategorier. Konkret operationaliseres etnisk oprindelse, således at det selv at være indvandret, eller at have en eller fl  ere forældre, der er indvandret, forstås som at have anden etnisk oprindelse end dansk. Tilsvarende operationaliseres køn til de binære kønskategorier, som Danmarks Statistik betjener sig af. Social klasse operationaliseres med den tredelte klasseanalyse, som Etienne Penissat m.fl  . har benyttet i deres analyser af det europæiske klassesamfund (Hugrée, Pénissat &amp; Spire 2020). Her opbygges social klasse på baggrund af forældrenes erhvervsmæssige og socioøkonomiske status, som den foreligger i European Socio-Economic Group Classi- fi  cation (Institut National de la Statistique et des Etudes Economiques (INSEE) 2021), og Danmarks Statistiks registre 6 . Dette klassesystem trækker på forældres erhverv som indikator for økonomi og uddannelse, og inddeler de velfærdsprofessionelles klasseoprindelse, i arbejderklasse, middelklasse og overklasse. Der er visse begrænsninger ved disse operationaliseringer, som vi vender tilbage til under det analytiske design. Endelig operationaliserer vi ledelse ved hjælp af Danmarks Statistisk registerbaserede arbejdsstyrke statistik, hvor ledelse som arbejdsfunktion indgår i den danske variant af den internationale ISCO-klassifi  kation, DISCO 7 , som en hovedkategori. Ledelse er opgjort både 5 og 10 år efter færdiggjort uddannelse.

med den måde. professionerne er organiseret på, herunder ledelse. Der sker dog ikke voldsomme ændringer i andelen af kohorten der rekrutteres til ledelse, der er svagt faldende fra 4% til 2% af kohorterne over tid, noget der skal ses i forhold til, at kohorterne samtidig bliver en del større.

Tabel 3. Fordeling på køn, etnisk og klassemæssig oprindelse

|                  | Andel mænd   | Andel mænd   | Andel mænd   | Andel mænd   | Andel anden etnisk oprindelse end dansk   |
|------------------|--------------|--------------|--------------|--------------|-------------------------------------------|
|                  | 1980         | 1990         | 2000         | 2010         |                                           |
| Pædagoger        | 18,9%        | 13,5%        | 19,8%        | 20,5%        | 4,5%                                      |
| Folkeskolelærere | 44,7%        | 30,1%        | 32,4%        | 28,5%        | 4,2%                                      |
| Sygepleje        | 5,3%         | 4,5%         | 4,4%         | 4,2%         | 4,5%                                      |
| Socialrådgivere  | 1980         | 21,5%        | 16,9%        | 9,6%         | 6,8%                                      |

Tabel 4. Fordeling af professioner og kohorter på klasser.

|                |      | Klassesammensætning   | Klassesammensætning   | Klassesammensætning   |       |
|----------------|------|-----------------------|-----------------------|-----------------------|-------|
|                |      | Arbejderklasse        | Middelklasse          | Overklasse            | Total |
| Pædagog        | 1980 | 66%                   | 32%                   | 2%                    | 100%  |
|                | 1990 | 52%                   | 44%                   | 5%                    | 100%  |
|                | 2000 | 49%                   | 43%                   | 8%                    | 100%  |
|                | 2010 | 48%                   | 48%                   | 4%                    | 100%  |
| Lærer          | 1980 | 49%                   | 48%                   | 3%                    | 100%  |
|                | 1990 | 41%                   | 51%                   | 8%                    | 100%  |
|                | 2000 | 46%                   | 43%                   | 11%                   | 100%  |
|                | 2010 | 38%                   | 52%                   | 12%                   | 100%  |
| Sygepleje      | 1980 | 56%                   | 39%                   | 5%                    | 100%  |
|                | 1990 | 41%                   | 49%                   | 10%                   | 100%  |
|                | 2000 | 40%                   | 46%                   | 14%                   | 100%  |
|                | 2010 | 37%                   | 52%                   | 11%                   | 100%  |
| Socialrådgiver | 1980 | 62%                   | 35%                   | 4%                    | 100%  |
|                | 1990 | 55%                   | 38%                   | 6%                    | 100%  |
|                | 2000 | 45%                   | 44%                   | 11%                   | 100%  |
|                | 2010 | 48%                   | 46%                   | 6%                    | 100%  |

## Analytisk design og ulighed

De tre undersøgelsesspørgsmål besvares ved at beregne oddsene for at blive leder efter henholdsvis 5 og 10 år i forhold til køn, et- nicitet og klasse over perioden 1980-2020 med multiple logistisk regressionsanalyse.

Logistisk regression er fordelagtig til at belyse sammenhænge, hvor den afhængige variable (Y) har et binært udfaldsrum og er baseret på antagelsen om at sammenhængen mellem den afhængige variable og den uafhængige variabel kan beskrives ud fra forholdet mellem to odds-værdier (odds-ratio). Ideelt set er man interesseret i at estimere den model, som kan forudse, hvilke respondenter der har Y=1, og hvilke respondenter der har Y=0, som funktion af de respektive x-værdier. Dertil udregnes de parameterestimater der bedst opfylder dette gennem maxium likelihood estimering (Hosmer, Lemeshow &amp; Sturdivant, 2013; Pampel, 2009) . I vores undersøgelse opererer vi med at have opnået en ledelsesposition eller ikke at have opnået en ledelsesposition som afhængig variabel og køn, etnicitet og klasse som uafhængige variable med etnisk dansk, arbejdsklassemand som referencekategori. Med logistisk regression kan vi sammenligne oddsene for at blive leder for henholdsvis mænd og kvinder, etnisk dansk og ikke-etnisk dansk oprindelse, samt arbejder-, middel- og overklasse. Social ulighed inden for velfærdsprofessionerne operationaliseres således som signifi  kant forskellige odds for at have opnået en ledelsesposition indenfor vores 3 afhængige variable.

Analysen er inddelt i 2 dele, som adresserer hvert af vores undersøgelsesspørgsmål:

- I første analysedel stiller vi skarpt på hver enkelt velfærdsprofession ved at estimere 5 og 10 års modeller for hver af de 4 velfærdsprofessioner. For både 5 og 10 års ledelsesvariablene estimerer vi 3 modeller for hver profession: model (1) hvor vi alene indsætter køn som fri variabel; model (2) hvor vi både indsætter køn og etnisk oprindelse, og endelig model (3), hvor vi indsætter køn, etnisk oprindelse og klasse, i alt 24 modeller.
- Det samme gøres for anden analysedel, hvor vi for de fi  re kohorter estimerer de samme ovennævnte tre modeller for hhv. ledelse efter 5 og 10 år. hvorved vi under-

søger udvikling i odds-ratio over perioden 1980-2020 ved at sammenligne kohorternes odds-ratioer på tværs af velfærdsprofessionerne.

Modellernes forklaringskraft gennem modelsøgningen i de 3 analysenedslag er testet ud fra likelihood-ratio-testen.

## Operationelle begrænsninger i statistisk analyse af ulighed

Der er en række operationelle begrænsninger ved alle tre uafhængige variable i vores statistiske analyse af ulighed i velfærdsprofessionerne. De køns- og etnicitetskategorier, vi opererer med, er forsimplinger af sociale forhold til binære kategorier, som i aktuelle forståelser af køn og etnicitet er mere nuanceret og komplekse end det. McCall (2005) argumenterer imidlertid for en strategisk brug af de eksisterende sociale kategorier, som egentlig søges dekonstrueret, for at påvise hvordan disse kategorier er virksomme i social ulighed. Inspireret af McCall anvender vi derfor de køns- og etnicitetskategorier som er tilgængelige i dansk registerpraksis til at påvise eksistensen af kønnet eller etnisk ulighed i adgang til ledelsespositioner. Som følge heraf begrænser vores analyse sig fra at kunne udsige noget om, hvordan denne ulighed praktiseres, eller hvorvidt disse kategoriseringer er tilstrækkelige til at synliggøre uligheden.

De operationelle begrænsninger ved undersøgelsens klassebegreb skyldes det begrænsede antal ledere i vores population. Et mere nuanceret klassebegreb ville medføre et større antal delpopulationer med et meget lille antal ledere med minoritetsetnisk oprindelse. Groft sagt kan man sige at en mere nuanceret kategorisering af klasse fordrer et eksponentielt forøget antal individer i analysen. Selv med de anvendte kategorielle indskrænkninger ville det i to tilfælde potentielt være muligt at identifi  cere individer 8 .

## Professions-analyse

I professionsanalysen undersøges de to første forskningsspørgsmål, altså hvorvidt rekruttering til ledelsespositioner i velfærdsprofessionerne reproducerer eksisterende dominansforhold inden for køn, og hvordan dette intersekterer med klasse og etnicitet. I tabel 6 nedenfor ses den vha. logistisk regression beregnede odds-ratio for alle fi  re professioner, efter model (3) 9 . Odds-ratio er for alle fi  re professioner angivet for at opnå ledelsesposition efter både 5 år og 10 år. Alle otte modeller er samlet set signifi  kante, dette og øvrige detaljer for modellerne fremgår af tabellerne i appendiks 1 10 , hvor alle logistiske regressionsmodeller er dokumenteret i detaljer, sammen med syntaxkode for SPSS-kørslerne.

Tabel 5. Odds-ratio for ledelsesposition efter 5 og 10 år for fi  re professioner, Model (3).

|                  |                                                                   | Leder efter 5 år                                                                    | Leder efter 10 år                                                                        |
|------------------|-------------------------------------------------------------------|-------------------------------------------------------------------------------------|------------------------------------------------------------------------------------------|
| Pædagoger        | Mænd Dansk etnisk oprind. Middelklasse oprind. Overklasse oprind. | 3,752*** (2,632;5,350) 1,271 (0,662;2,439) 0,850 (0,565;1,278) 1,119 (0,695;1,801)  | 2,393*** (1,968; 2,910) 1,203 (0,863;1,676) 0,921 (0,747;1,135) 0,970 (0,748;1,259)      |
| Folkeskolelærere | Mænd Dansk etnisk oprind. Middelklasse oprind. Overklasse oprind. | 6,451*** (3,448;12,068) 0,500 (0,234;1,070) 0,993 (0,510;1,936) 0,749 (0,350;1,604) | 4,800** (3,475;6,629) 0,796 (0,483; 1,312) 0,522*** (0,336;0,774) 0,555* (0,378;0,813)   |
| Socialrådgivere  | Mænd Dansk etnisk oprind. Middelklasse oprind. Overklasse oprind. | - - - -                                                                             | 4,378*** (2,053;9,339) 3,574 (0,483;26,527) 0,697 (0,307;1,583) 0,507 (0,203;1,642)      |
| Sygepleje        | Mænd Dansk etnisk oprind. Middelklasse oprind. Overklasse oprind. | 0,952 (0,230;3,949) 1,766 (0,427;7,310) 0,473* (0,245;0,912) 0,475 (0,224;1,008)    | 2,793*** (1,513;5,156) 1,145 (0,528;2,481) 0,537*** (0,347;0,833) 0,509*** (0,306;0,844) |

Note:*p&lt;0,05, **p&lt;0,01, ***p&lt;0,001. Ikke-signifi  kante værdier er kursiveret

Odds-ratio

10

9

8

For pædagoger, lærere og socialrådgivere gælder det, at odds for at blive leder efter 10 år for mænd er markant og signifi  kant bedre end de samme odds for kvinder. Forskellen udjævnes en smulesammenlignet med oddsratio for at blive leder efter 5 år: Mænds odds for at bliver ledere efter 5 år er for pædagoger og sygepleje mellem 4 og 6 gange bedre end kvinders - efter 10 år er mænds odds 2-5 gange bedre. For sygepleje er der ikke signifi  kant forskel på odds for at blive leder efter 5 år. For

8,768

socialrådgiverne terminerer model (2) og (3) ikke, når Leder efter 5 år er afhængig variabel - men i model (1) er odds for, at mænd bliver ledere efter 5 år 6,222** (1,546;25,044) gange bedre end kvinders odds 11 . Dette skyldes, at der blandt socialrådgiverne er meget få ledere med anden etnisk oprindelse end dansk efter fem år. Figur 1 viser, hvor meget bedre mænds odds er end kvinders for at blive leder (odds-ratio for socialrådgiverne efter fem år er fra model (1)).

Figur 1. Odds-ratio for at mænd opnår lederstilling sammenlignet med kvinder, professionsanalyse.

I ingen af de 8 analyser er etnisk oprindelse signifi  kant, hvorfor vi konkluderer, at etnisk oprindelse ikke intersekterer med køn, og der ikke foregår en social lukning vedr. etnisk oprindelse i adgangen til ledelse.

I tre tilfælde har klasse en signifi  kant betydning. For lærere, der bliver ledere efter 10 år, har personer med arbejderklasse-oprindelse bedre odds for at blive ledere, end personer med oprindelse i middel- hhv. overklasse, og for sygeplejersker, der bliver ledere efter 5 år, har personer med arbejderklasse-oprindelse bedre odds for at blive ledere, end personer med oprindelse i middelklassen, og efter 10

år gælder dette både middel- og overklasse. Vi har ikke et godt teoretisk bud på, hvad der kan forklare dette forhold, men man kan spekulere på, om det er udtryk for, at mænd oftere bliver ledere, og samtidig oftere har arbejderklasse-oprindelse (Mænd i sygepleje kommer for 72%s vedkommende fra arbejderklassen, mens dette kun gælder for 56% af hele professionen). Dette gælder dog ikke for folkeskolelærerne. Vi kunne have undersøgt denne sammenhæng yderligere ved at introducere interaktionsled i model (3), jf. (Emerek, 2017), men dette har vi undladt her, af plads- og overskuelighedshensyn. I

hvert fald peger disse resultater for klasse den modsatte vej af hvad vi umiddelbart ville forvente, og vi vender tilbage til dette uventede fund i diskussionen.

Vi konkluderer dog, at model (3) er en bedre model end model (1) i de tre tilfælde, hvor klasse viser sig signifi  kant.

Professionsanalysen giver således anledning til at besvare det første undersøgelsesspørgsmål således, at vi kan bekræfte at den maskuline dominans i adgang til ledelsespositioner faktisk reproduceres i velfærdsprofessionerne. Mænd har markant bedre odds for at blive ledere efter 10 år for alle professioner, og efter 5 år for alle professioner på nær sygepleje. Hvad angår intersektionen med etnicitet og klasse, som andet undersøgelsesspørgsmål behandler, kan vi ikke påvise, at etnisk oprindelse har en væsentlig betydning for adgangen til ledelsespositioner. Derimod har personer med oprindelse i arbejderklassen bedre odds for at blive leder inden for sygepleje efter både 5 og 10 år, og blandt lærerne efter 10 år.

## Kohorte-analyse

Denne del af analysen skal besvare det tredje undersøgelsesspørgsmål: Har adgangen til ledelsespositioner ændret sig for disse grupper i perioden 1980-2020? Nedenfor i tabel 6 ser vi derfor på de samme odds-ratios, vi ovenfor analyserede for de fi  re professioner, men de er nu beregnet for de fi  re kohorter, uden at skelne mellem professionerne. Vi fremstiller også her kun resultaterne for de 8 analyser med model (3) 12 . Alle otte modeller er samlet set signifi  kante, hvilket fremgår af tabellerne i appendiks 1.

Tabel 6. Odds-ratio for ledelsesposition efter 5 og 10 år for fi  re kohorter, Model (3).

|      |                                                                   | Leder efter 5 år                                                                    | Leder efter 10 år                                                                        |
|------|-------------------------------------------------------------------|-------------------------------------------------------------------------------------|------------------------------------------------------------------------------------------|
| 1980 | Mænd Dansk etnisk oprind. Middelklasse oprind. Overklasse oprind. | 2,047*** (1,326;3,159) 0,580 (0,232;1,541) 0,830 (0,525;1,310) 0,944                | 2,295*** (1,802;2,922) 0,744 (0,417;1,329) 0,832 (0,644;1,075) 1,011                     |
| 1990 | Mænd Dansk etnisk oprind. Middelklasse oprind. Overklasse oprind. | 2,659*** (1,492;4,736) 0,512 (0,122;2,145) 0,599 (0,336;1,067) 0,371* (0,152;0,905) | 2,003*** (1,472;2,726) 1,581 (0,500;4,998) 0,682*** (0,510;0,913) 0,577*** (0,388;0,858) |

Fortsættes på næste side ...

Odds-ratio

10

9

8

|      |                                                                   | Leder efter 5 år                                                                     | Leder efter 10 år                                                                        |
|------|-------------------------------------------------------------------|--------------------------------------------------------------------------------------|------------------------------------------------------------------------------------------|
| 2000 | Mænd Dansk etnisk oprind. Middelklasse oprind. Overklasse oprind. | 8,612*** (5,470;13,558) 1,032 (0,576;1,846) 1,281 (0,710;2,309) 1,335 (0,679;2,623)  | 5,237*** (4,146;6,616) 1,134 (0,835;1,542) 1,240 (0,922;1,669) 1,242 (0,878;1,759)       |
| 2010 | Mænd Dansk etnisk oprind. Middelklasse oprind. Overklasse oprind. | 2,299*** (1,608;3,289) 1,828 (0,673;4,966) 1,252 (0,830;1,888) 1,719** (1,107;2,671) | 4,082*** (3,118;5,345) 1,145 (0,621;2,113) 1,772*** (1,293;2,439) 2,553*** (1,839;3,544) |

Note:*p&lt;0,05, **p&lt;0,01, ***p&lt;0,001. Ikke-signifi  kante værdier er kursiveret

For alle fi  re kohorter ser vi, at mænd har signifi  kant og markant bedre odds end kvinder for at blive ledere, både efter 5 og 10 år. Ledelsesodds for mænd er omtrent dobbelt så høje som for kvinder i 1990 og 1980, men de er markant højere i 2000, og i 2010 for ledere efter 10 år. Disse forskelle i odds er vist i grafi  sk i fi  gur 1.

Figur 2. Odds-ratio for at mænd opnår lederstilling sammenlignet med kvinder, kohorte-analyse.

8,768

Etnisk oprindelse er ikke signifi  kant i nogen kohorter, lige som det var tilfældet i professionsanalysen ovenfor, og vi konkluderer derfor at etnisk oprindelse ikke intersekterer med køn i adgangen til ledelsespositioner. Endelig er klasse signifi  kant for to kohorter: 1990, hvor personer fra middelklasse og overklasse har dårligere odds for at bliver ledere, end personer fra arbejderklassen; og 2010, hvor det modsatte er tilfældet - her er det personer fra arbejderklassen der har dårligere odds 13 . Middel- og overklasse-oprindelsens betydning for adgang til ledelse skifter altså retning mellem 1990 og 2010, fra i 1990 til at have samme uventede betydning, som vi så for lærere og sygeplejersker i professionsanalysen, til i 2010 at være en fordel, i stil med det, Laurison og Friedman betegner et class ceiling .

Vores analyse viser dermed, at uligheden mellem mænd og kvinder, som vi fandt i professionsanalysen, ser ud til at være stabil over den periode, som kohorterne dækker. Til forskel for professionsanalysen, hvor mændenes odds for at blive ledere udjævnes en smule fra 5 til 10 år over hele linjen, viser denne analyse, at udjævningen kun gælder for 2 ud af de 4 kohorter. For kohorte 1980 og 2010 bliver oddsene for mænd dermed endnu bedre efter 10 år. På trods af udsving, og mindre forskelle i oddsene, stemmer vores resultater dermed overens med forskningen inden for ulighed mellem kønnene i ledelsesadgang også kaldet glass escalator effekten ; en vedvarende fordel til mænd, alt andet lige.

## Diskussion og konklusion

Nærværende artikel havde til formål at undersøge ulighed i adgangen til ledelsespositioner i forhold til især køn men også klasse og etnicitet inden for danske velfærdsprofessioner i perioden 1980 til 2020. Interessen for dette udsprang af den historiske overrepræsentation af kvinder i velfærdsprofessio- nerne og mænd i ledelsespositioner, hvortil det er væsentligt at undersøge, om netop den markante overrepræsentation af kvinder inden for disse professioner betyder bedre muligheder for, at kvinder kan stige op i institutionelle hierarkier til ledelsespositioner.

For at belyse dette, beregnede vi oddsene for at blive leder efter henholdsvis 5 og 10 år ved hjælp af multiple logistisk regressionsanalyse både inden for hver velfærdsprofession på tværs af kohorter (professions-analyse) og på tværs af velfærdsprofessionerne inden for hver kohorte (kohorte-analyse).

Overordnet set viste vores analyser, at der på trods af en markant overrepræsentation af kvinder i velfærdsprofessionerne til stadighed er en signifi  kant kønsmæssig ulighed i adgangen til ledelsespositioner til mændenes fordel - både inden for hver velfærdsprofession og over tid. Analysen indikerer dermed, at overtal ikke (nødvendigvis) betyder dominans inden for professioner. Endvidere viste vores professionsanalyser, at mænds fordel i forhold til at blive leder er størst efter 5 år, for så at blive udjævnet en smule efter 10 år. Dette tidlige forspring kan være en indikation på, at der inden for velfærdsprofessionerne er patriarkalsk professionelle strukturer, der bevirker, at mænds fordel har karakter af en glass escalator, hvor karrierevejen op igennem de institutionelle hierarkier er en mere privilegeret, forhindringsfri bane end kvindernes, eller netop den rulletrappe, som Williams' metafor hentyder til. Det ville være et væsentligt bidrag viden om denne ulighed, hvis det kunne undersøges, hvad der sker i dette længere tidsinterval.

Med hensyn til etnicitet viste vores analyse imidlertid ikke nogen signifi  kant betydning af etnicitet for adgang til ledelse mellem personer med dansk oprindelse, og personer med anden etnisk oprindelse end dansk. Dette kan vi dog ikke entydigt tage som dokumentation for et fravær af social lukning vedr. etnicitet, idet personer med anden etnisk oprindelse end dansk er stærkt underrepræsenterede i tre af de fi  re velfærdsprofessioner (Frederiksen, 2021). Undtagelsen er socialrådgiverne, og her er der så få ledere med anden etnisk baggrund end dansk, at en model ikke kan beregnes for ledelse efter 5 år. Vi tager dette som en indikation på, at vi ikke kan udelukke at etnicitet spiller en rolle i social lukning for socialrådgiverne, som vores analyse hverken er sofi  stikeret nok til at afdække, eller afvise. Tilbage står et spørgsmål om denne analyses klasse-, køns- og etnicitetsbegreber er for unuancerede til at kunne påvise ulighedens egentlige struktur. Men, mens det er muligt, at fx et fl  erdimensionelt klasseapparat kunne vise, om uligheden har økonomisk eller kulturel karakter, er det dog ikke praktisk muligt at foretage den analyse, uden at forlade det intersektionelle design. Dertil er populationerne for små. Med henvisning til McCalls idé om strategisk brug af unuancerede kategoriseringer, vil vi også påpege, at denne analyse viser, at der i hvert fald forekommer ulighed i de gængse kønskategorier, som er en del af dansk register- og forvaltningspraksis. Det betyder også, at denne ulighed kan følges, og eventuelle ulighedsminimerende interventioner kan vurderes med disse data.

Med hensyn til klasse viser professionsanalysen, at blandt lærere og i sygepleje en uventet tendens til at arbejderklasse har bedre odds for at opnå ledelsespositioner - og kohorteanalysen viste, en tilsvarende tendens for 1990-kohorten, og den modsatte tendens for 2010-kohorten. Det er vanskeligt at forklare dette fund. Det er ikke en utænkelig hypotese at der fi  ndes andre klasserelaterede selektionsmekanismer i velfærdsprofessionerne end fx i uddannelsessystemet generelt. Den relativt sparsomme rekruttering fra overklasse og middelklasse kunne tænkes at have sådanne effekter. En anden mulig forklaring er den vi omtalte i professionsanalysen, nemlig at køn er så betydningsfuldt for leder-rekrutteringen, at mænd med arbejderklassebaggrund oftere bliver ledere end kvinder med middel- og overklassebaggrund. En tredje mulig forklaring har at gøre med det tidligere omtalte forhold, at der sker en del store ændringer i hvordan det velfærdsprofessionelle arbejde er organiseret, i den undersøgte periode. Med det, der populært kaldes New public Managements implementeringen af markedslignende mekanismer i den offentlige sektor (Hjort 2008) og med strukturreformen i 2007 introduceres der fl  ere ledelses lag i både skole, dagtilbud, og kommunal forvaltning. Det kan være en effekt af disse politiske og strukturelle forandringer, som vi her ser, i form af en ændring i klasse-relateret adgang til ledelsespositioner før og efter disse reformer slår igennem. Dette er forhold vi ikke kan analysere eller kontrollere for med de foreliggende data, men en hypotese til videre forskning kunne være om strukturreformen og new public management-reformer har skabt et class ceiling til ledelsesposter i velfærdsarbejdets organisering of forvaltning.

Slutteligt viser vores kohorte-analyse over perioden 1990 til 2010 at uligheden i adgangen til ledelsesposter mellem mænd og kvinder ikke er blevet mindre med årene - snarere tvært imod. Kvindelige velfærdsprofessionelle som blev færdiguddannet i 2010 har endnu dårligere odds for at blive ledere sammenlignet med deres mandlige kollegaer, end de kvindelige velfærdsprofessionelle som blev færdige i 1980. I tilgift bliver uligheden ikke udjævnet efter 10 år for 2010 kohorten, men derimod signifi  kant større. Den langsomme bevægelse mod større lighed kønsligheden i ledelse som man ser på et nationalt og internationalt plan kan altså ikke genfi  ndes inden for velfærdsprofessionerne. Vores analyser peger endda på en lettere stigende ulighed i mænds og kvinders chancer for at blive leder.

De vedvarende og stabile kønsuligheder i adgang til ledelsespositioner, som vi har fundet i denne undersøgelse, er iøjnefaldende, og den øvrige forskning, i hvordan kønnet ulighed i ledelse virker, kan derfor med fordel fi  nde anvendelse på velfærdsprofessionerne. Vi håber derfor at nærværende resultater bidrager til at der kommer fokus på, hvordan disse uligheder opstår og vedligeholdes i rekruttering til profession og ledelse. De sociale, kulturelle, eller organisatoriske strukturer eller mekanismer, hvor i denne ulighed opstår bør udforskes kvalitativt, for at afdække hvordan denne ulighed opstår. En sådan

## REFERENCER

- Andersen, P. L., &amp; Nordli, M. H. (2012). Class and Cultural Capital - The Case of Class Inequality in Educational Performance. European Sociological Review. 28 (5) 607-621. doi:10.1093/ esr/jcr029.
- Bourdieu, P., &amp; Passeron, J.-C. (1990). Reproduction in Education, Society and Culture . 4 . Sage.
- Brannan, M., &amp; Vincenza, P. (2012). Girls Who Do Boys Like They're Girls'? Exploring the Role of Gender in the Junior Management of Contemporary Service Work. Gender, Work &amp; Organization, 19 (2), 119-141. John Wiley &amp; Sons . doi:10.1111/j.1468-0432.2009.00493.x.
- Brante, T. (2008). Staten Og Professionerne. I Professionsidentitet i Forandring , edited by T. R. Eriksen &amp; A. M. Jørgensen. København: Akademisk Forlag.
- Brante, T. (2014). Den Profesionella Logiken . Liber. Brante, T., Johnson, E., Olofsson, G., &amp; Svensson, L. (2015a). Professionerna i Kundskapssamhället . Stockholm: Liber.
- Brante, T., Johnson, E., Olofsson, G., &amp; Svensson, L. (2015b). Professionerna i Kundskapssamhället . Malmö: Liber.
- Cho, S., Crenshaw, K. W., &amp; McCall, L. (2013). Toward a Field of Intersectionality Studies: Theory, Applications, and Praxis. Signs, 38 (4), 785-810. doi:10.1086/669608.
- Corsun, D. L., &amp; Costen, W. M. (2001). Is the Glass Ceiling Unbreakable? Journal of Management Inquiry, 10 (1), 16-25. SAGE Publications Inc.. doi:10.1177/1056492601101003.

undersøgelse ville også have mulighed for at benytte både mere fl  ydende og nuancerede sociale kategorier særligt i forhold til klasse og etnicitet. Denne kvantitative analyse peger i alt fald på, at mænd har en fordel, selv når de er i stærkt undertal.

Tak

Forfatterne vil gerne takke de to anonyme fagfællebedømmere for værdifuld og opmuntrende kommentarer til artiklen.

- Crenshaw, K. (1989). Demarginalizing the Intersection of Race and Sex: A Black Feminist Critique of Antidiscrimination Doctrine. The University of Chicago Legal Forum, (1), 139-167.
- Dahl, H. M. (2000). Fra Kitler Til Eget Tøj - Diskurser Om Professionalisme, Omsorg Og Køn. Aarhus Universitet.
- Hosmer Jr., D. W., Lemeshow, S., &amp; Sturdivant, R. X. (2013). Applied Logistic Regression . 3 . Wiley.
- Elsesser, K. M., &amp; Lever, J. (2011). Does Gender Bias against Female Leaders Persist? Quantitative and Qualitative Data from a Large-Scale Survey. Human Relations, 64 (12), 1555-1578. London, England: SAGE PublicationsSage UK. doi:10.1177/0018726711424323.
- Emerek, R. (2017). Intersectionality and Quantitative Methods: Explorative and Regression Based Approaches. Women, Gender &amp; Research, 26 (1).
- Estevez-Abe, M. (2005). Gender Bias in Skills and Social Policies: The Varieties of Capitalism Perspective on Sex Segregation. Social Politics: International Studies in Gender, State &amp; Society, 12 (2), 180-215. Oxford Academic. doi:10.1093/sp/jxi011.
- Etzioni, A. (1969). The Semi-Professions and Their Organization . New York: Free Press.
- EU Parliament (2021). The Gender Gap in the EU ' s Public Employment and Leadership Mapping Promising Measures for .
- Eurostat (2021). Women Remain Outnumbered in Management - Products Eurostat News -

- Eurostat. https://ec.europa.eu/eurostat/web/ products-eurostat-news/-/edn-20210305-2.
- Fitzgerald, T. (2018). Looking Good and Being Good: Women Leaders in Australian Universities. Education Sciences, 8 (2), 54. MDPI AG. doi:10.3390/educsci8020054.
- Frederiksen, J. T. (2020). Den Velfærdsprofessionelle . København: Akademisk Forlag.
- Frederiksen, J. T. (2021). Hvad betyder klasse, køn og etnicitet for de velfærdsprofessionelle uddannelsers status? Dansk Pædagogisk Tidsskrift, 3 .
- Friedman, S., &amp; Laurison, D. (2019). The Class Ceiling: Why It Pays to Be Privileged . Policy Press.
- Goldin, C., &amp; Rouse, C. (2000). Orchestrating Impartiality: The Impact of 'Blind' Auditions on Female Musicians. American Economic Review, 90 (4), 715-741. American Economic Association. doi:10.1257/aer.90.4.715.
- Gray, B., &amp; Kish-Gephart, J. J. (2013). Encountering Social Class Differences at Work: How 'Class Work' Perpetuates Inequality. Academy of Management Review, 38 (4), 670-699. Academy of Management Briarcliff Manor, NY.. doi:10.5465/amr.2012.0143.
- Green, E., &amp; Cassell, C. (2008). Women Managers, Gendered Cultural Processes and Organizational Change. Gender, Work &amp; Organization, 3 (3), 168-178. Wiley. doi:10.1111/1468-0432.00014.
- Guillaume, C., &amp; Pochic, S. (2009). What Would You Sacrifi  ce? Access to Top Management and the Work-Life Balance. Gender, Work and Organization, 16 (1), 14-36. doi:10.1111/j.14680432.2007.00354.x.
- Harrits, G. S. (2014). Social Closure Revisited: Professions between Knowledge and Power. Professions &amp; Professionalism, 3 (2), 1-17. doi:10.7577/pp.567.
- Harrits, G. S., &amp; Olesen, S. G. (2012). På Vej Til Professionerne . VIA Systime.
- Helgesson, K. S., &amp; Sjögren, E. (2019). No Finish Line: How Formalization of Academic Assessment Can Undermine Clarity and Increase Secrecy. Gender, Work &amp; Organization, 26 (4), 558-581. Blackwell Publishing Ltd.. doi:10.1111/gwao.12355.
- Hjort, K. (2004). De Professionelle : Forskning i Professioner Og Professionuddannelser . Frederiksberg: Roskilde Universitetsforlag.
- Hjort, K.. (2008). Farvelfærdsstat - Skal vi Sælge Velfærden for at Beholde Den?. I Demokratiseringen Af Den Offentlige Sektor .
- Hjort, K. (2012). Det Affektive Arbejde . Samfundslitteratur.
- Hopkins, M. M., O'Neil, D. A., Bilimoria, D., &amp; Broadfoot, A. (2021). Buried Treasure: Contradictions in the Perception and Reality of Women's Leadership. Frontiers in Psychology, 12 (May). Frontiers Media S.A.: 1804. doi:10.3389/fpsyg.2021.684705.
- Hugrée, C., Pénissat, E., &amp; Spire, A. (2020). Social Class in Europe . Verso.
- Institut National de la Statistique et des Etudes Economiques (INSEE) (2021). European Socio-Economic Group Classifi  cation Project. Accessed April 26. https://ec.europa.eu/eurostat/cros/content/eseg\_en.
- International Labor Organization (2021). Women in Managerial Positions. Data Explorer . https:// www.ilo.org/shinyapps/bulkexplorer55/.
- Kagan, J. (2021). Glass Ceiling. Gender and Income Inequality . https://www.investopedia.com/ terms/g/glass-ceiling.asp.
- Kamasak, R., Ozbilgin, M., Kucukaltan, B., &amp; Yavuz, M. (2020). Regendering of Dynamic Managerial Capabilities in the Context of Binary Perspectives on Gender Diversity. Gender in Management, 35 (1), 19-36. Emerald Group Holdings Ltd.. doi:10.1108/GM-05-2019-0063.
- Kimmel, M., &amp; Ferber, A. (2017.) Privilege . 4 . Routledge.

Liff, S., &amp; Ward, K. (2001). Distorted Views Through the Glass Ceiling: The Construction of Women's Understandings of Promotion and Senior Management Positions. Gender, Work &amp; Organization, 8 (1), 19-36. John Wiley &amp; Sons, Ltd. doi:10.1111/1468-0432.00120.

- Maume, D. (2012). Minorities in Management. The ANNALS of the American Academy of Political  and Social Science, 639 (1), 198-216. SAGE PublicationsSage, CA: Los Angeles, CA. doi:10.1177/0002716211420230.
- McCall, L. (2001). Complex Inequality : Gender, Class, and Race in the New Economy . Routledge.
- McCall,  L.  (2005).  The  Complexity  of  Intersectionality. Signs, 30 (3),  1771-1800. doi:10.1086/426800.

- Morrison, A. M., &amp; Von Glinow, M. A. (1990). Women and Minorities in Management. American Psychologist, 45 (2), 200-208. American Psychological Association Inc.. doi:10.1037/0003066X.45.2.200.
- Mulcahy, M., &amp; Linehan, C. (2014). Females and Precarious Board Positions: Further Evidence of the Glass Cliff. British Journal of Management, 25 (3), 425-438. Blackwell Publishing Ltd. doi:10.1111/1467-8551.12046.
- Nielsen, S. B. (2003). Vi Trænger Til Nye Kræfter, Sagde Lederen Og Ansatte En Mand. I Mænd Og Omsorg , edited by K. H. &amp; S. B. Nielsen. Socialpædagogisk Bibliotek.
- Pampel, F. C. (2009). Logistic Regression . Sage. Paoloni, P., &amp; Demartini, P. (2016). Women in Management: Perspectives on a Decade of Research (2005-2015). Palgrave Communications . Palgrave Macmillan Ltd. doi:10.1057/ palcomms.2016.94.
- Ravenswood, K., &amp; Harris, C. (2016). Doing Gender, Paying Low: Gender, Class and Work-Life Balance in Aged Care. Gender, Work &amp; Organization, 23(6), 614-628. Blackwell Publishing Ltd. doi:10.1111/gwao.12149.
- Sanchez-Mazas, M., &amp; Casini, A. (2009). To Climb or Not to Climb?' When Minorities Stick to the Loor. Coping with Minority Status: Responses to Exclusion and Inclusion , 38-54. Cambridge University Press. doi:10.1017/ CBO9780511804465.003.
- Shore, T. H. (1992). Subtle Gender Bias in the Assessment of Managerial Potential. Sex Roles, 27 (9-10), 499-515. Kluwer Academic Publishers-Plenum Publishers. doi:10.1007/ BF00290006.
- Smeby, K. W. (2017). Likestilling i Det Tredje Skiftet? Heltidsarbeidende Småbarnsforeldres Praktisering Av Familieansvar Etter 10 Uker Med Fedrekvote. NTNU.
- Stainback, K., Kleiner, S., &amp; Skaggs, S. (2016). Women  in  Power. Gender  &amp;  Society , 30 (1),  109-135.  SAGE  Publications  Inc.. doi:10.1177/0891243215602906.
- Stainback, K., &amp; Kwon, S. (2012). Female Leaders, Organizational Power, and Sex Segregation. The ANNALS of the American Academy of Political and Social Science, 639 (1), 217-235. Los Angeles, CA: SAGE PublicationsSage CA. doi:10.1177/0002716211421868.
- Stevens, M. L. (2009). Creating a Class: College Admissions and the Education of Elites: Stevens, M. L.: 9780674034945: Amazon.Com: Books . Harvard University Press.
- Stojmenovska, D.. (2019). Management Gender Composition and the Gender Pay Gap: Evidence from British Panel Data. Gender, Work &amp; Organization, 26 (5), 738-764. Blackwell Publishing Ltd. doi:10.1111/gwao.12264.
- Thomsen, J. P., Dencker, S., &amp; Pedersen, T. M. (2013). Hvem Læser På Velfærdsprofessionsuddannelserne? -Ændringer i Rekrutteringsmønstre de Sidste 25 År. Dansk Sociologi, 24 (3).
- van Emmerik, H., Wendt, H., &amp; Euwema, M. C. (2010). Gender Ratio, Societal Culture, and Male and Female Leadership. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 83 (4), 895-914. doi:10.1348/096317909X478548.
- van't Foort-Diepeveen, R. A., Argyrou, A., &amp; Lambooy, T. (2021). Holistic and Integrative Review into the Barriers to Women's Advancement to the Corporate Top in Europe. Gender in Management: An International Journal , 36(4), 464481. Emerald. doi:10.1108/gm-02-2020-0058.
- Williams, C. L. (1992). The Glass Escalator: Hidden Advantages for Men in the 'Female' Professions. Social Problems, 39 (3), 253-267. doi:10.2307/3096961.
- Witz, A. (1992). Professions and Patriarchy by Anne Witz, 1992 | Online Research Library: Questia . London: Routledge.
- Zimmer, L. (1988). Tokenism and Women in the Workplace: The Limits of Gender-Neutral Theory. Social Problems, 35 (1), 64-77. Oxford University Press (OUP). doi:10.1525/ sp.1988.35.1.03a00050.

## NOTER

- 1 Harrits opererer med en tredje form for lukning, nemlig den juridiske, i form af autorisationer. Hendes analyse viser dog at den i dansk sammenhæng kun er knyttet til det medicinske felt, hvorfor vi ignorerer den her.
- 2 Denne forståelse af dominans trækker på Kimmels privilegiebegreb, og Bourdieus relationelle dominansbegreb(Kimmel and Ferber 2017; Bourdieu and Passeron 1990)
- 3 Disse data stammer fra det DFF-fi  nansierede projekt Velfærdsprofessioner mellem udkant og arbejderklasse, ledet af Jan Thorhauge Frederiksen. Data er kun tilgængeligt i aggregeret format, som de fremgår af artiklens tabeller.
- 4 Tallene her er de individer, om hvem Danmarks Statistik ligger ind med data på alle de analyserede variable. Der er således et betydeligt bortfald, der primært skyldes manglende oplysninger på de velfærdsprofessionelles forældre i de to ældste kohorter. Her er bortfaldet 25% og 28%, mens det for de to yngste kohorter er hhv. 2 og 4%. Over alle fi  re kohorter er det samlede bortfald 12%. Det store bortfald i de ældste kohorter skyldes at danske registerdata tidligere end 1970 har langt fl  ere databrist, og dette rammer data på disse to kohorters forældre.
- 5 Tabel 2 og 3 er ikke opdelt i kohorter, da dette vil bringe enkelte celler ned under 10 individer, hvilket potentielt betyder at cases kan af-anonymiseres.
- 6 Vi bruger mere specifi  kt data fra den registerbaserede arbejdsstyrkestatistik (RAS), indkomststatistik (IND) og ansættelsesstatistik (IDAN) hvor erhverv klassifi  ceres i DISCO (https://www.dst.dk/da/Statistik/ dokumentation/nomenklaturer/disco-08) og socioøkonomisk status klassifi  ceres i SOCIO (https://www.dst.dk/da/TilSalg/Forskningsservice/Dokumentation/hoejkvalitetsvariable/personers-tilknytning-til-arbejdsmarkedet-set-over-hele-aaret--akm-/socio ).
- 7 https://www.dst.dk/da/Statistik/dokumentation/Times/moduldata-for-arbejdsmarked/ disco-ras-kode. For årene før 1996 er variablene ARBSTIL, NYARB og SOCSTIL fra samme registre anvendt, da disse kan konverteres entydigt til DISCO.

8

- Danmarks Statistiks etiske retningslinjer for analyser af mikrodata foreskriver at celler med under 3 individer skal aggregeres for at sikre at de ikke er muligt at identifi  cere individerne.
- 9 Vi afrapporterer kun model (3) i denne tabel. Faktisk er model 3 ikke en signifi  kant forbedring i forhold til model (1) i alle de tilfælde, hvor klasse ikke viser signifi  kante effekt. Vi har dog valgt, for overskuelighedens skyld kun at afrapportere den mættede model. Forskellen mellem odds-ratios mellem mænd og kvinder er i samtlige disse tilfælde i størrelsesordenen 0,05-0,15. De nøjagtige oddsratier for alle tre modeller kan ses i appendiks 1.
- 10 Apendiks 1 fi  ndes på tidsskriftets website sammen med artiklen i en særskilt fi  l https:// tidsskrift.dk/tidsskrift-for-arbejdsliv
- 11 At modellen ikke terminerer betyder at SPSS' algoritme efter 20 iterationer ikke har fundet stabile estimater for koeffi  cienterne.
- 12 For de to kohorter, hvor klasse ikke er signifi  kant forklarende er model(3) ikke signifi  kant bedre end model(1). Vi har alligevel valgt at vise resultaterne fra model(3) fremfor model(1) her, af samme grunde som i note x ovenfor.
- 13 Selvom den totale Model (3) for ledelsespositioner efter 5 år for 2010-kohorten er signifi  kant og koeffi  cienten for overklasse også er signifi  kant, er model (3) faktisk ikke signifi  kant bedre end model (1), som det ses af likelihoodtesten i appendiks 1, tabel A15. For ledelsespositioner efter 10 år for samme kohorte er model(3) dog signifi  kant bedre(Tabel A16).