knud.knudsen@uis.no

kari.warness@skok.uib.no

GENDER EQUALITY AND HOUSEWORK: THE NORDIC COUNTRIES IN A COMPARATIVE PERSPECTIVE Data from the 2002 International Social Survey Programme are used in this study to examine how macro-level gender inequality and individual-level variables affect housework in 34 industrialized countries. We expect couples’ efforts to be lower and the difference between spouses smaller in egalitarian countries. Moreover, time availability, relative resources as well as gender role attitudes are assumed to influence housework within national contexts. Finally, we argue that the effects of individual factors have to be less systematic in countries where women’s general standing is high. Theoretical arguments as well as empirical indicators point to the Nordic countries as being of special interest, given their long-standing political emphasis on gender equality, backed by strong welfare regimes and egalitarian traditions. Results document that both spouses do less housework and the division of work is more balanced when gender equality is relatively high than under less egalitarian regimes. Regression analyses show significant effects of time availability, relative income and gender attitudes on women’s housework at the individual level, thus supporting findings in the literature. Examination of possible interaction effects, however, indicates that individual effects appear less pronounced in the Nordic countries, which is a finding conflicting with conclusions in recent comparative works based on 1994 ISSP data. On the whole, our findings suggest that gender politics over time clearly affect the level and division of housework over and above what can be explained by individual factors.1

Høyere yrkesaktivitet blant kvinner har lenge stått som det kanskje mest sentrale mål for likestilling i den vestlige verden. Med årene har også spørsmålet om jevnere arbeidsdeling i familiehusholdet fått økt oppmerksomhet. Allerede på 1970-tallet fikk tidsnyttingsstudier betydning for å synliggjøre skjevfordelingen i hjemmet mellom menn og kvinner. Den ungarske sosiologen Alexander Szalai, som på 1960-tallet ledet et stort multinasjonalt pionerprosjekt (Szalai et al. 1973), hevdet i et innlegg til delegasjonene på FNs kvinnekonferanse i Mexico i 1975 at:

There is probably no other social phenomenon in which time-budget research has produced such unambiguous, well-documented and dramatic insights into social reality as the sexual division of labour … what we associate with the notion of paid and unpaid work (Szalai 1975:388–89).

Videre vektla han at:

the recognition of the relative small role of nature and the overwhelming importance of social and cultural factors in determining the effective division of labour between the two sexes should not mislead us into the thinking that this makes it easier to change the situation and ensure equal rights and equal chances to them (Szalai 1975:388–89).

I tiårene som er gått siden Szalais studie, er skjevheten i hjemmeinnsats blant de best dokumenterte funn av kjønnsulikheter i det moderne samfunn. Internasjonal forskning forteller at selv om omfanget varierer over tid og mellom land, gjør kvinner mer i huset enn menn, og ulikheten vedvarer også når deltakelsen i arbeidsmarkedet øker (Bianchi, Milkie, Sayer og Robinson 2000). Forskjellen mellom hun og han i hjemmet gjelder selv i Norden, som jo ellers ligger i tet på de fleste mål som angår likestilling. På tvers av kvinners yrkesdeltakelse, lønnsnivå og tilgang til omsorgstjenester, er altså arbeidsde -

lingen i husholdet fortsatt sterkt kjønnsbetinget. Feministbevegelsen og likestillingsmyndigheter i ulike deler av verden synes i dag å dele Szalais oppfatning om at større jevnbyrdighet i hjemmet er avgjørende for å heve kvinnenes allmenne stilling. Mer enn tretti år etter hans pionerstudie foreligger likevel bare begrensede kunnskaper om kreftene bak denne gjennomgående kjønnsulikhet (Hallerød 2005), og i politikken mangles tilsynelatende en nøkkel til relevante grep for å bringe større fart i utviklingen.

Formålet med denne artikkelen er å bidra til økt innsikt i hvilke mekanismer som bestemmer omfang og fordeling av innsatsen på hjemmearenaen. Grunntanken er at egenskaper ved henne og ham i paret virker sammen med overordnete institusjonelle rammer på utfallet. Vi vil forstå variasjon i husarbeidet i lys av individuelle forutsetninger og strukturelle betingelser, ved komparativ analyse av survey-data fra mange og ulike nasjoner. Tesen er at parets innsats i kvinnevennlige samfunn vil være lavere og oppgavene jevnere fordelt mellom ektefellene enn i typisk mannsdominerte samfunn. Under ellers like rammer postuleres videre at kvinnens arbeid i hjemmet påvirkes av tiden hun har til rådighet, hennes forholdsmessige forhandlingsstyrke via tilgang på relevante ressurser, samt rådende grunnsyn hos paret omkring kjønnsroller. Endelig argumenteres for at betydningen av individuelle egenskaper for hjemmeinnsatsen vil være svakere og mindre systematisk i samfunn der kvinners posisjon er sterk og likhetsnormene dominerer. Slike ansatser peker mot de nordiske nasjoner som særlig interessante, med landenes vekt på likestillingspolitikk, utbygde velferdssamfunn og egalitære tradisjoner. I så måte representerer de en tilnærmet idealtype som ventelig danner ytterpunktet ved antatt ordning av land etter kvinnevennlighet. Dermed gir den nordiske modellen teoretisk feste og empirisk målestokk for komparative analyser. Artikkelens hovedgrep ligger i koblingen av teoretisering på mikro- og makronivået med statistisk analyse av nye, relevante og omfattende data fra i alt 34 land. Vi har i dette grunnlag for å studere ektefellers innsats under varierende likestillingsnivå på en måte som ikke før har vært mulig. I tillegg til å få fram ny innsikt om strukturelle føringers betydning for hennes og hans husarbeid, står det som en viktig oppgave å prøve gyldigheten til konklusjoner i nyere sosiologisk forskning om de generelle mekanismene bak varia -

sjon i hjemmeinnsatsen på individnivå. Artikkelen kan slik betraktes som bidrag til kumulativ kunnskapsbygging på feltet ved at gjennomgangen forholder seg til konklusjoner ved den internasjonale forskningsfront, med mulighet for å få styrket, avvist eller modifisert etablerte funn.

Teoretisk ramme og empirisk grunnlag

I samfunnsvitenskapelige analyser av den kjønnsbestemte arbeidsdelingen i husholdet finner vi gjerne to hovedperspektiver. Det første tar utgangspunkt i hvordan individuelle egenskaper hos paret virker inn på omfang og deling av oppgavene. Inn i dette regnes både rasjonell aktør-modellen med vekt på bytte og makt i forholdet, den klassiske sosiologiske normmodellen, samt nyere tilnærminger der husholdet betraktes som arena for kjønnet handling – eller på engelsk «doing gender» (Fenstermaker 2002; Oakley 2002). Rasjonell aktør-varianten forstår kvinnens høyere innsats som resultat av mannens bedre økonomi og forhandlingsstyrke, normmodellen tolker nivået som refleks av kvinners særlige sosialisering til oppgaver rundt hjem og familie, mens begrepet kjønnet handling understreker at mannlighet og kvinnelighet spilles ut i praksis – uavhengig av internaliserte normer. Den ene individtilnærmingen utelukker imidlertid ikke de andre, og alle tre kan bidra til supplerende innsikt i hvordan arbeidsdelingen i husholdet varierer (Bittman, England, Sayer, Folbre og Matheson 2003; Hallerød 2005). Det andre hovedperspektivet poengterer at mekanismer også på makronivå har betydning for utfallet på mikronivå, herunder omfang og fordeling av husarbeidet i familien. Kvinners allmenne posisjon og velferdssamfunnets nivå representerer strukturelle drivkrefter over individet og paret. Disse varierer typisk mellom land og regioner (Geist 2005) og kan gi varierende føringer på nasjonale mønstre. Vi vil her hevde at den nordiske samfunnsmodellens kombinasjon av kvinnevennlighet og egalitære tradisjoner i komparativt perspektiv representerer særlige institusjonelle betingelser for likestilling og likeverd mellom kvinner og menn. I denne forstand kjennetegnes landene ved relativt velutviklede kjønnsregimer. Argumentet impliserer at man i Norden trolig finner mer omforente og mindre krevende standarder for normalinnsatsen i husholdet.

Under ett skulle omfanget av husarbeid her være lavere, fordelingen likere og innsatsen mindre affisert av individuelle egenskaper.

En fullgod forståelse av husarbeidets fordeling fordrer altså innsikt i mekanismer både på mikro- og makronivå. Det ligger en faglig utfordring i å betrakte de to hovedperspektiver i sammenheng ved å studere individers tilpasning i hjem og jobb i lys av strukturelle krefter og institusjonelle særdrag. Følgelig vil vi analysere nordisk husarbeid i et breiere perspektiv, ved å sammenligne mønsteret under vår samfunnsmodell med det som framkommer under alternative rammer. Slik vil vi studere variasjon i innsatsen som resultat av krefter på flere nivåer, og med data vel egnet for komparativ analyse (jfr. Fuwa 2004; Geist 2005). Vi er interessert i omfanget og fordelingen av innsatsen, og går inn på forskjeller innen og mellom kjønnsregimer – med antatte ulike betingelser for likestilling av kvinner og menn (Daly og Rake 2003; Sainsbury 1994; Lewis 1992; Haas 2005).

Utgangspunktet på individnivå er en modell som postulerer sammenheng mellom den enkeltes egenskaper, særlig i form av tilgjengelig tid, relativ inntekt og kjønnsrollesyn på den ene side, og innsats i husholdet på den andre. Videre antas at strukturelle egenskaper på nasjonsnivå gir føringer på omfang og fordeling av arbeidet. De nordiske landene2 ligger i tet internasjonalt når det gjelder kvinnevennlighet og økonomisk likhet, og vi venter at mønsteret for husarbeid farges av slike historisk etablerte nasjonale rammer. I forlengelsen ligger argumenter fra internasjonal sosiologi om mulig samspill mellom mikro- og makronivået. Nyere analyser hevder at kvinner i mer likestilte samfunn får mer igjen for sine ressurser i form av reduserte krav til arbeidsinnsats i husholdet enn i land preget av sterk kjønnsulikhet (Fuwa 2004; Shelton og John 1996). Påstanden impliserer at ressurssterke kvinner i Skandinavia skulle gis større uttelling enn ressurssterke kvinner eksempelvis i Irland, Japan eller Brasil. Det teoretiske rasjonale bak denne tesen synes imidlertid uklart. Vi vil hevde at sammenhengen like godt kunne trekke i motsatt retning. I samfunn der kvinners posisjon er sterk, finnes trolig mindre krevende fellesstandarder for husarbeid, gjerne understøttet av deres høye arbeidsmarkedsdeltakelse. Om argumentet holder, skulle man under den nordiske modellen vente at individuelle egenskaper heller slår svakere ut (enn sterkere) på hjemmeinnsatsen. På denne bakgrunn synes interaksjons -

hypotesen viktig å etterprøve, og vi vil anlegge en analytisk strategi som kan fange opp mulige samspillseffekter – uansett retning.

Vi analyserer nye data fra The International Social Survey Programme, basert på survey-opplysninger fra 34 nasjoner i 2002. Det omfattende datasettet har i sin seneste versjon med flere opplysninger om tidsbruk enn foregående ISSP-modul fra 1994, ikke bare om respondenten, men også om partneren. ISSP 2002-materialet synes slik godt egnet for formålet, ved at det omfatter opplysninger om relevante egenskaper på individ- og parnivå fra mange land – med betydelig variasjon i kvinners allmenne posisjon, velferdsordninger og økonomisk/teknologisk nivå. Vi vil selv legge til opplysninger som karakteriserer kvinners samfunnsmessige posisjon i det enkelte land, med henblikk på å kombinere individ- og makronivå i de empiriske analysene. Dermed gis et unikt grunnlag for også å etterprøve den generelle gyldigheten av konklusjoner ved den internasjonale forskningsfront, og mulighet til å differensiere disse. Særlig representerer studien til Fuwa (2004), basert på ISSP 1994-data, et viktig sammenligningsgrunnlag.

Hypoteser

Vi antar tre mekanismer bak makronivåets utslag i hennes og hans hjemmeinnsats som har å gjøre med samfunnets generelle grad av kvinnevennlighet (se også Fuwa 2004; Geist 2005). For det første vil kvinners allmenne stilling, understøttet av velferdssamfunnets institusjoner, påvirke det gjennomgående omfang av tid brukt på arbeid i huset. Der kvinnene står sterkt og egalitære verdier dominerer, ventes at standardene for hjemmeinnsats er mindre krevende og trolig mer omforente, uavhengig av ektefellenes individuelle egenskaper. Gitt slike antagelser skulle nordiske par oppvise lavere innsats enn par under mindre utviklede kjønnsregimer. For det andre ventes at i land der likestillingen mellom kjønnene er kommet langt, vil arbeidsfordelingen også i hjemmet være mer likeverdig. Argumentet impliserer at oppgavefordelingen typisk er jevnere i Norden, ved at mannens andel av totalinnsatsen her skulle være større og ha mindre variasjon. For det tredje kan strukturelle føringer modifisere betydningen av individuelle drivkrefter. Tidligere studier (Fuwa 2004) har argumentert for at kvinner i særlig mannsdominerte samfunn har mindre fordeler av

individuelle ressurser (Blumberg 1984). Om argumentet holder, følger at nordiske kvinner i større grad enn andre kan omsette individuelle egenskaper i mindre husarbeid. Samlet skulle en altså vente at par i Norden gjør mindre i huset og har likere fordeling av innsatsen, samtidig som den enkelte kvinne får mer igjen for sine relative fortrinn i form av redusert innsats. Til det siste virker alternativhypotesen imidlertid rimelig (se også Geist 2005). Denne postulerer at individuelle egenskaper like sannsynlig skulle ha mindre betydning for variasjon i hennes hjemmeinnsats der likestillingen er kommet lengst, blant annet fordi en nøktern standard da trolig lettere etableres som fellesnorm. Vi argumenterer med dette for en interaksjonseffekt mellom kjønnsregime og individuelle egenskaper på husarbeid som kan gå i motsatt retning, og dermed at nordiske kvinner skulle ha mindre igjen for sine relative fordeler. Poenget er at om standardene er omforente og mindre krevende, vil innsatsen bare i begrenset grad affiseres av personlige ressurser og preferanser.

Den enkeltes innsats, uavhengig av det allmenne likestillingsnivå, antas å være knyttet til individets mulige fortrinn i paret, særlig via tilknytningen til arbeidsmarkedet. Parets organisering utenfor hjemmet gir gjerne ulikt handlingsrom for de to i hjemmet, blant annet ved tiden som der blir tilgjengelig for nødvendige aktiviteter. Videre gjelder at hun og han vanligvis premieres ulikt i arbeidsmarkedet, og dette affiserer bytteforholdet i forhandlinger mellom partnerne (Wilkie, Ferree og Ratcliff 1998). Kvinnens samlede ressurser i paret, der den forholdsmessige økonomiske stilling utgjør en viktig faktor, skulle innvirke på hennes forhandlingsstyrke i relasjonen og slik bestemme hvilke oppgaver som blir hennes ansvar. I tillegg innebærer sosialisering inn i kvinne- og mannsroller eksponering for bestemte normer. Hun tillegger følgelig oppgavene i hjemmet større betydning og ønsker ofte å gjøre mer, mens han i mindre grad ser viktigheten av slikt arbeid og ikke føler samme behov eller ansvar for å få det gjort. Mellom par kan det likevel være betydelig variasjon i synet på den kjønnsrelaterte rolledelingen i vår tid, og slike normative føringer vil slå ut i ektefellenes innsats i hjemmet.

Av forklaringsfaktorer på individnivå antas på denne bakgrunn særlig tre av betydning for utfallet, nemlig tilgjengelig tid, relative ressurser og kjønnsideologisk orientering (Geist 2005; Fuwa 2004).

Hennes tidstilgjengelighet, primært bestemt gjennom deltakelse i arbeidsmarkedet, forteller hvor mange timer i døgnet som er igjen til annen utfoldelse. Jobb utenfor hjemmet resulterer gjerne i mindre husarbeid for henne, og dermed en jevnere fordeling mellom ektefellene. Uavhengig av slike forhold er det ikke uten videre rasjonelt for paret at begge gjør like mye på samme front om den ene har komparative fortrinn på andre arenaer, slik som i arbeidsmarkedet. Arbeid i og utenfor hjemmet har i vårt land inntil for ikke så lenge siden vært basert på en arbeidsdeling der hustruens ansvar i parforholdet var å passe hjemmet, mens mannens oppgave var å forsørge familien (Knudsen og Wærness 2005). Slik sett har mannens «rett» til mindre husarbeid vært knyttet til (ute)jobbens økonomiske verdi. I dag, når de fleste kvinner i mange land arbeider også utenfor hjemmet, ofte på fulltid, synes det rimelig å anta at forhandlingselementet knyttet til partnernes relative inntekt blir tydeligere. Dette skulle særlig gjelde om begge kan hente omtrent like mye ut per time i arbeidsmarkedet. Uansett vil en tro at den enkeltes ressurser i forhold til partner, typisk uttrykt ved relativ inntekt, er avgjørende for hennes og hans forhandlingsstyrke, og dermed oppgavetildelingen i hjemmet. Der hennes relative inntekt er høy, skulle en altså vente at hun kan forhandle seg til mindre husarbeid. Innledningsvis er det pekt på betydningen av etablerte normer for kvinnelighet og mannlighet – med gjennomgående føringer på fordelingen av oppgavene. Innenfor hovedmønsteret finnes ventelig variasjoner for begge kjønn i holdningen til rolledelingen i samfunnet. Tidligere forskning har dokumentert at grunnsynet i slike spørsmål virker inn på arbeidsdelingen i hjemmet (Greenstein 1996). Dette impliserer at kvinner i par med liberalt rollesyn skulle gjøre mindre hjemme enn om holdningene er tradisjonelle.

Samlet argumenteres for at de særlige forutsetninger individet har, vil slå ut i omfanget og fordelingen av husarbeid. Forklaringsfaktorer bak variasjon i kvinners innsats er altså hennes tilgjengelige tid, forholdsmessige økonomiske ressurser og parets ideologiske grunnsyn på kjønnsroller. Hvordan individuelle forutsetninger omsettes i mer eller mindre husarbeid, vil som foran hevdet igjen filtreres gjennom samfunnets generelle grad av kvinnevennlighet. Vi har argumentert for samspill mellom mikro- og makronivå i virkningen på husarbeidet

på en måte som representerer en alternativ hypotese til konklusjoner i internasjonal komparativ forskning.

Data og metode

Vi benytter de nylig tilgjengelige data fra The 2002 International Social Survey Programme (ISSP). Datasettet har betegnelsen «Family and Changing Gender Roles III», og er overlevert fra Zentralarchiv für Empirische Sozialforschung i Köln, etter formidling via Norsk Samfunnsvitenskapelig Datatjeneste (NSD).

ISSPs surveyer er ikke uten svakheter, blant annet knyttet til en noe mindre forpliktende standard for deltakelse i planlegging og gjennomføring for medlemslandene, sammenlignet eksempelvis med The European Social Survey (ESS). Av slike grunner risikeres tidvis «huller» i innsamlingen, særlig for variable som er såkalte «optionals» (se nedenfor). Fordelen ved ISSP er den omfattende deltakelse og fleksibiliteten i organisasjonen. Per i dag er familiemodulen fra 2002 etter alt å dømme det datasett som best kombinerer relevante opplysninger om partnernes husarbeid med stor variasjonsbredde i deltakerlandenes historiske og institusjonelle særtrekk. For analysene vi skal foreta foreligger opplysninger fra 34 land. Disse er Australia, Tyskland (Øst- og Vest-), Storbritannia, Nord-Irland, USA, Østerrike, Ungarn, Irland, Nederland, Norge, Sverige, Tsjekkia, Slovenia, Polen, Bulgaria, Russland, New Zealand, Filippinene, Israel, Japan, Spania, Latvia, Slovakia, Frankrike, Kypros, Portugal, Chile, Belgia, Danmark, Sveits, Brasil, Finland, Mexico, og Taiwan. Under ett inngår i utgangspunktet 46 638 individer i denne surveyen. Undersøkelsene i det enkelte land er basert på sannsynlighetsutvalg av individer, der den spurte er gitt spørsmål også om mulig ektefelle eller samboende. Slik omfatter datasettet opplysninger om gifte/samboende, med én respondent for hvert par. Opprinnelig finnes 26 832 respondenter i eksisterende parforhold, der utvalgsstørrelsen for landene går fra 482 (Nord-Irland) til 1380 (Spania), med tyngdepunktet rundt 800. Av respondenter i par oppgir 24 355 opplysninger om eget og partners husarbeid. Disse enhetene utgjør grunnlaget for de deskriptive og innledende presentasjoner av hovedmønsteret etter gruppering av landene, altså slik bruttosammenhengene framstår før andre forklaringsvariabler er kontrollert for.

Blant relevante forklaringsvariabler på individnivå, er spørsmålet om ektefelles arbeidstid i jobb utenfor hjemmet utelatt av fem land (Australia, Nord-Irland, Irland, Tsjekkia og Slovakia). Her er manglende data erstattet med et anslag,3 slik at disse landene fortsatt inngår også i de multivariate analyser. I faglitteraturen forekommer varierende praksis for hvor smalt eller bredt utvalg man fokuserer på i tilsvarende komparative analyser. Mens Fuwa (2004:754–755) i praksis har med nesten alle individer med fullstendige svar, avgrenser Geist (2005:27) endelige analyser til å gjelde respondenter mellom 25 og 64 år, der minst én av de to i paret har hel- eller deltidsarbeid utenfor hjemmet. Vi har her lagt oss på en smal linje: for de multivariate analyser inngår respondenter mellom 25 og 64 år, der minst én har hel- eller deltidsarbeid utenfor hjemmet.4 Etter å ha tatt ut enheter med manglende data for resterende nøkkelvariabler, har vi opplysninger fra i alt 17 495 respondenter/par, der alle opprinnelige land er inkludert, med utvalgstørrelser fra 307 (Nord-Irland) til 930 (Taiwan).

Avhengig variabel

I sentrum for vår interesse står gifte/samboendes husarbeid. Dette omfatter normalt ikke alle arbeidsoppgaver i husholdet. Som husarbeid anses vanligvis oppgaver som tradisjonelt gjerne har vært definert som kvinnearbeid, og som kjennetegnes ved at de er rutinepreget, må utføres ofte og ikke byr på særlige muligheter til langvarig glede over synlige arbeidsresultater. Typisk blir rene gulver raskt skitne igjen, maten fortæres på relativt kort tid, og sulten er tilbake etter få timer. Ut over husarbeidet omfatter husholdsarbeid også ofte arbeidsoppgaver som er mer fleksible, gjøres sjeldnere, og der gleden over et synlig arbeidsresultat kan vare lenger. Et eksempel kan være maling av kjøkkenet. Tradisjonelt har den mannlige arbeidsinnsatsen i husholdet mest vært knyttet til slike aktiviteter (Wærness 1978), altså oppgaver «which do not bind them so strongly to the house» (Szalai 1975:396). De norske tidsnyttingsundersøkelsene deler for øvrig husholdsarbeidet inn i hovedkategoriene husarbeid, omsorgsarbeid, vedlikeholdsarbeid, kjøp av varer og tjenester – og annet. I ISSP-undersøkelsen spørres det etter ukentlig tid til husarbeid, der det i forkant presiseres at respondenten ikke skal regne med barnepass.

Sentralt i analysen står altså det antatt tradisjonelle kvinnearbeid, husarbeidet, og vi fokuserer mest på hennes arbeidsinnsats, samt avledete størrelser som den relative fordeling mellom ham og henne.5 Andre nyere studier basert på foregående ISSP-modul fra 1994 ville ideelt hatt mål på tiden brukt til husarbeid for ham og henne, men har vært henvist til et indirekte uttrykk for den forholdsmessige fordeling av innsatsen (Fuwa 2004:755). 2002-modulen er på dette feltet forbedret. Den har opplysninger om tid brukt både for den spurte og ektefellen, og gir dermed grunnlag for å anslå hennes og hans arbeidsinnsats samt avledete størrelser. Etter en innrammende runde med spørsmål om deltakelse primært i ulike tradisjonelle typer husarbeid (vaske klær, gjøre småreparasjoner, ha omsorg for syke, handle dagligvarer, gjøre rent i huset, lage mat), ble følgende to spørsmål ble stilt (her gjengitt fra det norske spørreskjemaet):

Hvor mange timer i uken bruker du gjennomsnittlig på husarbeid? Regn ikke med barnepass og fritidsaktiviteter.

Deretter:

Og hva med din ektefelle/samboer? Hvor mange timer i uken bruker han/hun gjennomsnittlig på husarbeid? Regn ikke med barnepass og fritidsaktiviteter.

Det er altså timeangivelsen i svarene på disse spørsmålene som siden er brukt for å anslå hennes og hans husarbeid. Slike spørsmål via spørreskjema kan være beheftet med rapporteringsfeil, i sammenligning med typiske tidsbruksundersøkelser. Innslaget av feil antas blant annet knyttet til sosial ønskelighet, og kan trolig variere etter kjønn, alder og yrkesaktivitet. Det er eksempelvis ikke utenkelig at kvinner, spesielt de som ikke er yrkesaktive, vil ha større tendens til overrapportering, noe man bør ha i minne særlig når bruttomønstre på nasjonsnivå betraktes. Foreløpige spadestikk tyder imidlertid på at det er lite systematiske utslag etter kjønn i svarmønsteret. En grunn til dette kan være at visse skjevheter kanselleres ut ved at begge kjønn (som respondent) spørres både om egen og partnerens innsats, som grunnlag for å konstruere hennes og hans innsats. Det er ellers ikke opplagt at innslaget av systematiske rapporteringsfeil etter utdanning, alder og lignende er større her enn i andre studier basert på liknende

spørreskjema (Geist 2005; Fuwa 2004). Nye analyser av norske data tyder for øvrig på betydelig sammenfall mellom resultater fra spørreskjema og tidsbruksstudier, i alle fall når det gjelder hovedmønsteret (Kitterød og Lyngstad 2005).6

Uavhengige variabler

Individnivå

I tråd med argumentene foran anses følgende variabler, knyttet til den enkeltes og parets egenskaper, som relevante for å forklare variasjon i husarbeidet (Fuwa 2004; Geist 2005): Tilgjengelig tid, relative økonomiske ressurser og synet på kjønnsroller. Tilgjengelig tid er målt ved spørsmål om hvor mange timer den spurte vanligvis arbeider per uke i hovedyrket, samt tilsvarende spørsmål for ektefelle/samboer. Dermed gis grunnlag for anslag på hennes og hans arbeidstid utenfor hjemmet. Slik inngår to variabler for tidstilgjengelighet: den første som relevant forklaringsvariabel i de multivariate analyser, den andre som kontrollvariabel (se Fuwa 2004:756) i disse. Variabelen relativ inntekt er i mangel av mer presise opplysninger om hennes forholdsmessige ressurser målt ved spørsmål om hvem som har den høyeste inntekt av de to, med svaralternativer fra «Jeg har mye høyere inntekt» til «Min ektefelle har mye høyere inntekt». Svarene er skalert etter kjønn på en slik måte at variabelen går fra 0 (mannen tjener mye mer) til 4 (kvinnen tjener mye mer). Rollesyn skal fange kjønnsideologisk orientering. Denne variabelen har grunnlag i svar på tre spørsmål – om mulige følger for barn og familie av yrkesaktiv mor, og om rett arbeidsdeling mellom mann og kvinne. Svarene måles på en skala fra 0 (tradisjonelt/konservativt syn) til 4 (liberalt/radikalt syn). Faktoranalyse indikerer klart at én grunnholdning kan antas å ligge bak mønsteret. Siden indikatorene for rollesyn kun gjelder den spurte, er her lagt til et eget interaksjonsledd (Rollesyn*Kjønn) for å fange mulige kjønnsbetingete utslag av slike holdninger.

I de multivariate analysene vil hennes husarbeid normalt være avhengig variabel, og følgelig vil variabler som beskriver mannlig ektefelle primært bli betraktet som kontrollvariabler. I tillegg finnes andre opplysninger om respondenten og paret som også inngår som kontrollvariabler (Geist 2005; Fuwa 2004). Kjønn (Mann=0, Kvinne=1) er tatt inn da tidligere studier har dokumentert at mann -

lige og kvinnelige respondenter kan ha forskjellige rapporteringsmønstre for husarbeid. Utdanningsnivå er målt på en ordinalskala: denne går fra ingen utdanning over minimums grunnutdanning (0) til høyere universitetseksamen (4). Det er stilt spørsmål både om egen og partners utdanning, og dermed foreligger grunnlag for å registrere variabelen separat for henne og ham.7 Alder i år ut over yngste nivå inngår også (South og Spitze 1994), sammen med alder kvadrert, i tråd med forslag i faglitteraturen . Barn i huset er registrert som 1 der det finnes barn under 18 år i husholdet, 0 hvis ikke.

Landnivå

Vi har foran argumentert for betydningen av det allmenne likestillingsnivået, altså kvinners samfunnsmessige posisjon gjennom av institusjonelle ordninger og dominerende ideologi, som ramme for omfang og deling av arbeid i paret. Som uttrykk for kvinnevennlighet i denne forstand vil vi her bruke FNs mål for kvinners innflytelse i samfunnet – «Gender Empowerment Measure» (GEM). Indeksen er et samlemål, basert på prosent kvinnelige representanter i nasjonalforsamlingen, andel kvinner i ledende stillinger, andel kvinner i profesjonelle og tekniske yrker – samt anslag på kvinners inntektsnivå i forhold til menns. Vi har tatt utgangspunkt i UNDPs 2003-utgave, som i hovedsak bygger på statistisk materiale fra forutgående tiår og går fram til og med 2002. Kort fortalt antas scoren på GEM-indeksen å uttrykke kvinners samlede innflytelse i politikken og økonomien. Variabelen er videre skalert slik at landene der kvinner står sterkest får maksimumsverdien 1, mens de med minst likestilling får verdien 0. På denne indeksen ligger de nordiske land i tet, mens eksempelvis Russland, Chile og Filippinene scorer på bunn. Det enkelte lands relative plassering synes ellers temmelig stabilt i siste femårsperioden. Variabelen vil her mest anvendes i en firedelt versjon. I denne er indeksen først delt i tre: Lavt (0–.24), Middels (.25–.74), og Høyt (.75–1.0) nivå. Blant gruppen med høyt nivå ligger Norge, Sverige, Danmark og Finland aller fremst, og disse er skilt ut som egen gruppe. Begrunnelsen for å betrakte de nordiske landene som egen kategori «på toppen», ligger i kombinasjonen av landenes antatte kvinnevennlighet og etablerte velferdssamfunn, som det foran er argumentert for, og deres høye registrerte GEM-score. Det finnes følgelig så vel teoretiske som empiriske grunner for å betrakte disse som

egen tetgruppe. Alternative og supplerende mål som griper relevante strukturelle og institusjonelle mekanismer kunne tenkes (Fuwa 2004: 757–758), enten disse nå skal fange økonomisk nivå, kvinners arbeidsmarkedsdeltakelse, kultur- og kjønnsroller eller velferdsregimer. En åpenbar «konkurrent» til UNDPs GEM-indeks er Gøsta Esping-Andersens (1999) inndeling av land i velferdsregimer, der den sosialdemokratiske, den liberale og den konservative modell utgjør hovedtypene. I praksis samvarierer imidlertid slike mål meget høyt på aggregert nivå, og de kan være vanskelige å skille fra hverandre8 i statistiske analyser. Derfor ser en i anerkjente studier at man i hovedsak velger enten det ene (Fuwa 2004) eller det andre (Geist 2005) mål, alt etter i hvilken retning teoretiske argumenter og empiriske analyser primært anlegges. Det er en tilsvarende linje vi også har fulgt ved å fokusere på GEM-indeksen.9

Ut over dette er hvert land registrert også med en dummyvariabel. Slik gis mulighet i multivariat analyse, om ønskelig, til å kontrollere for mulige nivåforskjeller mellom land ut over dem som skulle være knyttet til grupperingen av makrovariabelen beskrevet foran. Med dette foreligger et enkelt redskap for dekomponering av varians innen og mellom land der dette er ønskelig.

Analyse

Innledende analyser, som ikke her skal gjengis, viser betydelige nasjonale forskjeller ved at rundt 15 prosent av variansen i kvinners husarbeid ligger mellom land. Foreløpige flernivåanalyser (basert på modulen i Lisrel 8.7) demonstrerer også signifikant negativ effekt av GEM-variabelen på landsnivå for relevant konstantledd. Utslaget indikerer så langt gjennomgående tendens til at jo høyere landets kvinnevennlighet, dess mindre innsats gjøres. Gitt kunnskapsstatus på feltet har vi i det følgende valgt en eksplorerende analysestrategi.10 Gjennomgangen kan deles i to deler. Den første rapporterer hovedtendenser for ukentlig arbeidstid (tyngdepunkt og spredning) for ektefellene samlet og hver for seg etter GEM-kategori. I denne delen vises bruttosammenhenger, altså uten at det er kontrollert for befolkningenes ulike sammensetning etter alder, arbeidstid, utdanning etc. Dette for å vise variasjonsbredden i hjemmeinnsatsen slik den (maksimalt)

framstår under varierende nasjonale rammer. En bør likevel her ha i minne at presentasjonen er avgrenset til par og individer i parforhold.

I del to følger multivariat analyse. I denne regresjonsanalysen er hennes ukentlige husarbeidstid avhengig variabel, mens tidstilgjengelighet, relativ inntekt og rollesyn står som forklaringsvariabler sammen med knippet av kontrollvariabler. GEM-nivå er i regresjonsanalysen representert ved et sett dummyvariabler, mens mulige samspillseffekter søkes vurdert via et knippe interaksjonsledd for ulike kombinasjoner av GEM-nivå og individuelle forklaringsvariabler. I disse analysene vil nettoforskjellene mellom GEM-nivåer kunne avleses som tillegg eller fradrag i konstantleddet, sammenliknet med den GEM-kategori som utgjør referansen.

Enkle sammenhenger.

Tabell 1 viser gjennomsnitt og standardavvik for ektefellers samlede ukentlige innsats etter landets GEM-verdi. GEM-indeksen er her delt i fire, med de nordiske landene på topp. Som nevnt betraktes i denne omgang bevisst bruttoforskjeller mellom hovedkategoriene.11

Mønsteret virker systematisk, både når det gjelder tyngdepunkt og spredning i samlet tid til husarbeid. Gjennomsnittlig gjør par i de 34 landene som inngår, rundt 30 timer husarbeid i uken. Det er i land der kvinnenes stilling er svakest at det gjøres mest (37,6 timer), mens gjennomsnittet ellers synker systematisk med økende GEM-verdi. Minst husarbeid gjøres i Norden (19,7 timer), og parene her skiller seg klart selv fra dem i nærmeste GEM-kategori (26,0 timer). Spredningen i parenes husarbeid varierer også systematisk etter likestillingsnivå: jo høyere GEM-verdi, dess mindre standardavvik.12 I Norden er altså variasjonen i innsatsen mellom par klart minst, med

et standardavvik på rundt 12 timer. Større likestilling mellom kjønnene synes slik – i tillegg til lavere gjennomsnitt i samlet innsats – å gi mindre forskjeller mellom par som gjør mye husarbeid og par som gjør lite. Medianverdien, det vil si verdien til den enhet som deler forsamlingen i to – ved at hun/han har den nedre halvpart under og den øvre over seg – forteller for øvrig om tendens til en viss skjevhet i fordelingene: for alle fire GEM-nivåer ligger medianverdien lavere enn gjennomsnittet.

Samlet ukentlig tid (i timer) på husarbeid for de to i paret etter landets GEM-score

GEM-score – firedeltNGj.snittSt.avvikMedian
Lavest GEM 6 824 37,6 24,1 33
Middels GEM 11 364 29,6 20,4 25
Høy GEM 3 468 26,0 16,2 22
Høyest GEM (Norden) 2 699 19,7 12,4 17
Total 24 355 30,2 21,0 25

I figur 1 vises hennes og hans gjennomsnittlige innsats, mens tabell 2 rapporterer variablene i spredningen etter landenes antatte kvinnevennlighet, uttrykt ved den firedelte på GEM-indeksen – og med samme antall enheter i hver kategori som for foregående tabell.

Figur 1. Ukentlig husarbeid for henne og han etter GEM-nivå. N=24355

For alle land under ett arbeider kvinnene gjennomsnittlig nærmere 22 timer ukentlig i huset, mens menn arbeider i overkant av åtte timer. Det går fram av figuren at både kvinners og menns innsats varierer systematisk etter kjønnsregime: jo høyere GEM-verdi, dess mindre gjør ikke bare hun, men også han. Det er imidlertid større forskjeller i kvinners innsats etter GEM-nivå (13,6 timer i forskjell mellom høyeste og laveste) sammenlignet med menns (4,3 timer i forskjell).13 Likestillingsnivået i samfunnet har slik tilsynelatende størst konsekvenser for kvinners arbeid i huset. Resultatene innebærer at både kvinner og menn i Norden gjør mindre husarbeid enn henholdsvis deres søstre og brødre ellers i verden. Hos oss er også forskjellen mellom kvinner og menn minst, selv med en gjennomsnittlig differanse på rundt sju timer. En ser videre (tabell 2) at innengruppe variasjonen også synker med økende GEM-nivå, og er lavest i Norden både for kvinner og menn. For høyeste GEM-nivå er kvinnene altså både mer lik hverandre – og mer lik sine partnere – enn for lavere nivå.

Variasjon (standardavvik) i ukentlig innsats for hun og han etter landets GEM-nivå

GEM-score – firedeltUkentlig husarbeid HunUkentlig husarbeid Han
Lavest GEM 17,8 12,9
Middels GEM 15,8 9,6
Høy GEM 13,3 7,1
Høyest GEM (Norden) 9,0 6,3
Total 16,0 10,2

I figur 2 er gjengitt mannens andel av parets samlede husarbeid etter likestillingsnivå, i forlengelsen av foregående figur.

Figur 2. Mannens andel av husarbeidet etter GEM-nivå

Figuren anskueliggjør sammenhengen mellom kvinners samfunnsmessige stilling og deres ektefellers relative innsats hjemme. Jo høyere landets score på GEM-indeksen, dess større andel av parets husarbeid gjøres av ham. Forskjellene virker umiddelbart neppe dramatiske. Nordiske menn synes likevel å stå i særstilling ved at de oppviser markert høyere innsatsandel (0.30), også sammenlignet med menn fra land kjennetegnet ved nesten like høy GEM-score (0.26). Denne større innsatsandel til nordiske menn kan dog neppe forklares ved at de gjør særlig mer husarbeid enn menn i andre land (jfr. figur 1). Når hun og han i nordiske land framstår som forholdsmessig mer likestilte enn under andre kjønnsregimer, skyldes dette heller at kvinner i Norden så klart gjør mindre enn deres søstre andre steder på kloden.

Vi kan oppsummere så langt:

Det framkommer systematisk sammenheng mellom samfunnets kvinnevennlighet og parets tid på husarbeid. Minst innsats gjøres under de mest framskredne kjønnsregimer, der likestillingen er kommet lengst og velferdssamfunnet best utbygget, altså i de nordiske land. Også spredningen i parets innsats skrumper med GEM-nivået, slik at nordiske par framstår som mer lik hverandre enn ellers i verden. Kvinners og menns husarbeid oppviser videre et parallelt møn -

ster, ved at så vel tyngdepunkt som spredning for begge i paret avtar ved økende kvinnevennlighet: i det omfattende materialet vi betrakter, gjør både kvinner og menn minst i landene som scorer høyest på GEM-indeksen. Forholdet mellom partnernes innsats endres imidlertid når likestillingen går opp. Mannens relative innsats er størst ved høyest GEM-nivå. Som følge mest av nordiske kvinners særlig lave hjemmeinnsats, framstår de to i paret som mer likeverdige her enn ellers på kloden. Så langt synes det empiriske mønsteret i alle fall konsistent med tesen om samfunnets kvinnevennlighet og husarbeid for henne og ham i paret – selv om man her betrakter bruttosammenhenger. Summen av institusjonelle ordninger og dominerende ideologi på nasjonsnivå knyttet til kvinners samfunnsmessige posisjon, som etter alt å dømme fanges i GEM-indeksen, slår systematisk ut i tyngdepunkt og spredning for ektefellenes innsats.

Multivariat analyse.

Hvordan påvirker så personlige forhold omfanget av husarbeid under ellers sammenlignbare institusjonelle rammer, og i hvilken grad varierer utslaget av forklaringsfaktorer på individnivå etter likestillingsnivå? Med bakgrunn i argumentene foran, ventes for det første systematisk utslag av tidstilgjengelighet, relativ inntekt og rollesyn – på hennes hjemmeinnsats, på tvers av varierende GEM-nivå og med relevante kontrollvariabler tatt inn i forklaringsmodellen. Gitt skaleringsretningen for de tre sentrale forklaringsvariabler impliseres negative fortegn for disse, om hypotesene på individnivå har gyldighet. For det andre åpnes det for samspill mellom makro- og mikronivået i form av særlige utslag av de tre individuelle forklaringsvariablene for ulike grader av samfunnets kvinnevennlighet. Tiltar fordelene for ressurssterke kvinner i kvinnevennlige samfunn, slik det er konkludert i nyere studier (Fuwa 2004)? Eller er sammenhengen heller motsatt, ved at individuelle egenskaper heller betyr mindre for kvinners innsats ved høyt GEM-nivå, som vi foran har argumentert for? Gitt de to konkurrerende hypoteser bør en nok også holde en tredje mulighet åpen: bildet kan være sammensatt ved at interaksjonseffektene ikke trekker bare i den ene eller den andre retning, men at graden av utslag og retningen kan variere.

Vi fokuserer i de følgende analyser på omfanget av husarbeid for henne, da det er hennes innsats som er klart avgjørende for parets

samlede tidsbruk.14 I tråd med forslag i sosiologisk litteratur (Geist 2005), er utvalget som gir råmaterialet for regresjonsanalysene nå avgrenset til respondenter mellom 24 og 64 år, i parforhold der minst én har hel- eller deltidsarbeid utenfor hjemmet. Gitt disse avgrensninger står man igjen med 17 495 respondenter eller par. I tabell 3 er vist relevant deskriptiv statistikk, ved gjennomsnitt og standardavvik for hovedvariablene i de påfølgende regresjonsanalyser.

Det går fram av tabell 3 at utvalget fra de 34 landene under ett har en viss overvekt av kvinnelige respondenter, at hennes gjennomsnittlige arbeidstid utenfor hjemmet er på rundt 25 timer og at den relative inntekt gjennomgående er størst for mannen. Videre ser en at tyngdepunkt for rollesyn kanskje trekker litt i liberal retning slik det her er målt, og at over halvparten av parene har barn under 18 år i husholdet. Tabellen forteller også at gjennomsnittsalder for respondentene er på rundt 43 (20 + 23,27) år, at mannens typiske arbeidstid utenfor hjemmet er på mer enn 41 timer og at mennene trolig har litt høyere utdanningsnivå enn kvinnene.

Gjennomsnitt og standardavvik for variabler i de multivariate analyser (n=17495)

GjennomsnittStandard-avvik
Ukentlig husarbeid for henne 20,93 15,44
Tidstilgjengelighet for henne (timer i arb.markedet) 24,96 19,45
Relativ inntekt (0-4): 0=Han mest, 4=Hun mest 1,09 1,20
Syn på kjønnsroller (0-4): 0=Liberalt, 4=Konservativt 2,22 0,90
Kjønn: 0=Mann, 1=Kvinne 0,55 0,50
Barn under 18 i husholdet? 0=Nei, 1=Ja 0,57 0,50
Ukentlig husarbeid for han 7,66 9,19
Alder i år over 20 (0–50) 23,27 9,78
Tidstilgjengelighet for han (timer i arb.markedet) 41,43 16,48
Hennes utdanning (0–5), 0=Lite, ingen, 5=Høyere univ.utd. 2,82 1,34
Hans utdanning (0–5), 0=Lite, ingen, 5=Høyere univ.utd. 2,85 1,37

I tillegg til variablene beskrevet i tabell 3, er det konstruert et sett dummyvariabler for GEM-kategoriene, samt interaksjonsledd for mulig samspill mellom GEM-nivå og de tre antatt sentrale forklaringsvariabler på individnivå (Tidstilgjengelighet for henne, Hennes relative inntekt og Rollesyn i paret). I tråd med sammenlignbare analyser er

alder kvadrert lagt til som eget ledd i tillegg til alder i år ut over 20. Alle uavhengige variabler som inngår i regresjonsanalysene er konstruert slik at laveste verdi er 0.0. Dermed kan konstantleddet lettere gis en enkel og informativ tolkning, særlig for netto nivåforskjeller mellom ulike GEM-kategorier – altså når en har tatt høyde for befolkningenes ulike sammensetning etter demografiske og andre forhold.

I tabell 4 er gjengitt resultater fra regresjonsanalysen der den firedelte variabel for GEM-nivå er representert ved tre dummyvariabler (Referansekategori: Middels GEM-verdi), og relevante interaksjonsledd er lagt til.15 Avhengig variabel er antall timer brukt på husarbeid per uke for kvinner i parforhold. Innledende analyserunder ga ingen signifikante utslag av interaksjonsleddene for kombinasjonen av relativ inntekt og GEM-kategori. De rapporterte resultater i tabell 4 viser derfor til en modell uten slike.

Konstantleddet (28,35) er forventet verdi for kvinners ukentlig husarbeid, i par med verdien 0 på uavhengige variabler. Forventet nivå for hennes innsats gjelder på dette vis for par i landene med middels GEM-nivå, der i tillegg begge har null tidstilgjengelighet, mannlig partner har høyest relativ inntekt, rollesynet er konservativt, der det ikke er barn, den utspurte er 20 år og mann og der både hun og han har lite utdanning.

Regresjonsresultater

Ustandardiserte koeff.
BStandard feilT-verdi
Konstantledd 28,35 0,88 32,18
Dummyvariabel: Lavt GEM nivå 4,05 0,69 5,89
Dummyvariabel: Høyt GEM nivå, andre -4,10 0,87 -4,69
Dummyvariabel: Høyt GEM nivå , Norden -12,50 1,19 -10,52
Tidstilgjengelighet for henne (timer i arb.markedet) -0,21 0,01 -24,70
Relativ inntekt (0–4): 0=Han mest, 4=Hun mest -0,59 0,10 -5,94
Syn på kjønnsroller (0–4): 0=Liberalt, 4=Konservativt -1,99 0,23 -8,80
Kjønn: 0=Mann, 1=Kvinne 1,07 0,56 1,91
Interaksjonsledd: Kjønn*Rollesyn -0,03 0,23 -0,13
Barn under 18 i husholdet? 0=Nei, 1=Ja 1,35 0,24 5,51
Alder i år over 20 (0–50) 0,36 0,05 6,97
Alder kvadrert: Alder*Alder -0,01 0,00 -5,30
Tidstilgjengelighet for han (timer i arb.markedet) 0,05 0,01 7,36
Hennes utdanning (0–5), 0=Lite, ingen, 5=Høyere univ.utd. -1,05 0,10 -10,72
Hans utdanning (0–5), 0=Lite, ingen, 5=Høyere univ.utd. -0,89 0,09 -9,51
Interaksjonsledd: Tidstilgj. (Henne)*Lavest GEM 0,06 0,01 4,66
Interaksjonsledd: Tidstilgj. (Henne)*Høy GEM 0,04 0,02 2,02
Interaksjonsledd: Tidstilgj. (Henne)*Høyest GEM (Norden) 0,15 0,02 6,09
Interaksjonsledd: Rollesyn*Lavest GEM -0,44 0,30 -1,46
Interaksjonsledd: Rollesyn*Høy GEM 0,24 0,36 0,66
Interaksjonsledd: Rollesyn*Høyest GEM (Norden) 1,16 0,39 2,97

Vi ser at variasjonen i utslagene av dummyvariablene – nå uttrykk for nettoforskjeller – for ulike GEM-nivå stemmer rimelig godt med mønsteret tidligere vist i figur 1. Sammenlignet med innsatsen til kvinner i par fra land med middels GEM-verdi, gjør de fra land med laveste GEM-verdi rundt fire timer mer i uken. Tilsvarende gjelder for kvinner fra land med høy og høyest GEM-verdi (Norden): Deres ukentlige innsats er henholdsvis rundt fire og 12,5 timer lavere enn referansekategorien (Middels GEM-verdi). Kvinner i Norden skiller seg altså klart ut, også når relevante forklaringsvariabler på individ- eller parnivå er tatt høyde for. Selv sammenlignet med kvinner i par fra land med høyt GEM-nivå, gjør nordiske kvinner rundt åtte timer mindre i uken. Under ett bekrefter mønsteret at sammenhengen mellom landets GEM-nivå og kvinners innsats gjelder, også når relevante forklaringsvariabler på individnivå er kontrollert for. Kort sagt: Jo mer velutviklet kjønnsregime, dess mindre husarbeid for henne – med klart laveste innsats for kvinner i de nordiske land.

Hovedeffektene for de tre antatt sentrale individuelle forklaringsvariabler er statistisk signifikante, og med ventet fortegn. Jo mer tid i arbeid utenfor hjemmet (lavere tidstilgjengelighet), dess mindre husarbeid gjør kvinnene, og jo høyere relativ inntekt for dem, dess lavere er innsatsen hjemme. Liberalt kjønnsrollesyn resulterer i redusert husarbeid. Mønsteret for hovedeffektene til de tre sentrale individuelle forklaringsvariabler (Tidstilgjengelighet, Relativ inntekt, Rollesyn) i ISSPs omfattende 2002-survey er slik i tråd med konklusjoner i internasjonal sosiologisk forskning basert på ISSP-data fra forrige runde i 1994 (Fuwa 2004; se også Geist 2005). De tre effektene, sammen med den gjennomgående sammenheng mellom kjønnsregime og husarbeid, forteller etter alt å dømme om sosiale krefter med betydelig stabilitet i tid og rom.

Det er interessant at effekten av respondentens kjønn neppe er signifikant etter tradisjonelle kriterier, og at interaksjonsleddet for rollesyn og (respondentens) kjønn ikke gir statistisk utslag. Dette indikerer at kjønnet til den spurte gjennomgående har lite å si for rapportert husarbeid i dette materialet, og at utslaget av rollesyn (fortsatt på hennes innsats) neppe er forskjellig for ham og henne. Mønsteret styrker tiltroen en kan ha til de anvendte ISSP-dataene. En ser videre at effektene av kontrollvariablene, inklusive det kvadrerte aldersledd, gir signifikante utslag. Barn i huset gir mer husarbeid for henne. Mindre tidstilgjengelighet for ham (lengre tid på jobb utenfor hjemmet) resulterer i økt hjemmeinnsats, og høyere utdanningsnivå – enten for henne selv eller mannlig partner – har som følge at hun gjør mindre i huset. Det markerte utslaget av både hennes og hans utdanningsnivå understreker nok en faglig utfordring: det står som en framtidig oppgave å nærmere klarlegge sosiale mekanismer bak sammenhengen, ut over argumenter knyttet til utdanning kun som kontrollvariabel.

T-verdiene for knippet av interaksjonsledd tyder på samspill mellom tidstilgjengelighet og GEM-nivå, og mellom rollesyn og GEM-nivå, i virkningen på hennes husarbeid. Mønsteret for de to typer interaksjonseffekter trekker imidlertid ikke helt i samme retning. Samspillseffektene for tidstilgjengelighet og GEM-nivå har karakter av kurvelinearitet, ved at både lavere og høyere GEM-nivå enn referansekategorien tilsynelatende gir et plusstillegg til den negative virkningen for dem i land med middels GEM-nivå. Særlig markert synes utslaget for kvinners innsats i Norden. Nesten hele den opprinnelige effekten av tidstilgjengelighet for referansekategorien (-.21) nøytraliseres av utslaget i motsatt retning for dem i høyeste GEM-kategori (0.15). For mulig interaksjon mellom rollesyn og GEM-nivå, går utslaget systematisk i én retning. Jo høyere GEM-nivå, dess sterkere – med pluss fortegn – er utslaget. For dem i nasjoner med høyeste GEM-nivå – de nordiske land – er utslaget statistisk signifikant høyere enn for dem fra middels GEM-nivå (referansekategorien). Igjen ser en at den gjennomgående negative effekt for middels GEM-nivå (-1.99) i betydelig grad dempes ved høyeste GEM-nivå (1.16).

Også mønsteret for interaksjonseffektene i tabell 4 synes viktig i lys av funn og tolkninger i internasjonal komparativ forskning. Fuwa (2004:761) konkluderte på grunnlag av ISSP 1994-materialet at (den

negative) effekten av tidstilgjengelighet og rollesyn ble forsterket ved høyere GEM-verdi, og at utslaget av relativ inntekt trakk i samme retning – dog uten å være statistisk signifikant. Resultatene gjengitt i tabell 4, basert på ISSP 2002-data – med antatt mer valid avhengig variabel og delvis mer presist målte forklaringsvariabler – gir ikke empirisk støtte til tilsvarende konklusjoner. For tidstilgjengelighet har interaksjonsmønsteret kurvelineær karakter – med særlig dempende virkning i Norden, for relativ inntekt kan samspill neppe påvises, og for rollesyn trekker samspillet i én retning, også her med nøytraliserende virkning for høyeste GEM-nivå. Heller enn å forsterke individuelle effekter på kvinners husarbeid ved økende kvinnevennlighet, svekkes disse for høyeste GEM-nivå.

Konklusjonene som kan trekkes fra tabell 4 blir i hovedsak bekreftet om man foretar tilsvarende regresjonsanalyse i fire omganger for antatt ulike kjønnsregimer, altså én regresjonsmodell for hvert GEM-nivå.16

De komparative analyser av data fra 34 land gir ny innsikt i forbindelsen mellom allmenn likestilling og tid på husarbeid for ektefeller i par. Når samfunnets kvinnevennlighet går opp, avtar innsatsen, samtidig som spredningen så vel mellom par som ektefeller skrumper. De nordiske lander er i tet hva angår kvinnevennlighet, og de skiller seg ut med lavest innsatsnivå og minst forskjeller. Menn tar her en relativt større andel av husarbeidet. Ektefellenes tilsynelatende større jevnbyrdighet i Norden er likevel mest refleks av kvinners særlig lave innsats – sammenlignet med par under alternative kjønnsregimer. Den systematiske sammenheng mellom landets kvinnevennlighet og tiden hun bruker på husarbeid, står fast også i multivariate analyser. Disse dokumenterer videre at kvinners innsats – på tvers av likestillingsnivå og med relevante kontrollvariabler tatt hensyn til – påvirkes av deres tidstilgjengelighet, relative ressurser i forholdet, samt av synet på kjønnsroller i paret. Resultatene, basert på ISSPs svært omfattende og detaljerte data fra 2002, bekrefter konklusjoner i internasjonal forskning med utgangspunkt i ISSPs mer begrensede modul fra 1994 (Fuwa 2004:753–755). Effektmønsteret forteller slik om tilsynelatende svært robuste sosiale mekanismer bak kvinners husarbeid i

moderne samfunn, der utslagene på individnivå gjennomgående følger samme mønster på tvers av tid og rom. Analysen av interaksjonsvirkningene mellom mikro- og makronivå differensierer imidlertid tidligere konklusjoner ved at våre funn klart svekker forestillingen om hennes forsterkede uttelling for personlige egenskaper i land der kvinners allmenne posisjon er sterk. Noe av forklaringen kan imidlertid her ligge i at 1994-dataene hadde grovere innretning og mer indirekte mål for omfanget av husarbeid.17

Under ett frambringer analysene nye funn om komparative sammenhenger ved data som ikke tidligere har vært tilgjengelige, og som dels bekrefter og dels differensierer konklusjoner i internasjonal forskning. På dette vis utgjør artikkelen et bidrag til den kumulative kunnskapsbygging på feltet. En skal likevel være åpen for vansker knyttet til valgte forskningsstrategi og tolkningen av resultatmønsteret. UNDPs GEM-indeks, som står sentralt i klassifisering av de 34 landene, er utvilsomt et relevant mål for kvinners samfunnsmessige posisjon. Det finnes imidlertid supplerende og konkurrerende mål, og blant disse kunne eksempelvis Esping-Andersens klassifisering av moderne velferdssamfunn ha vært et rimelig valg (Geist 2005). Problemet er at slike uttrykk for antatt strukturelle krefter gjerne samvarierer sterkt, og det kan være vanskelig å skille mellom dem i multivariat analyse. Noe nærmere kunne man likevel kanskje komme ved å ta inn mer spesifikke opplysninger om kjennetegn på nasjonsnivå, som trekk ved trygdesystemet, skattesystemet og tjenestesektoren. Dette må imidlertid bli en oppgave for framtidig forskning.

Selv med slike forbehold i minne, virker det samlede mønster for omfang og fordeling av husarbeid i paret etter likestillingsnivå så markant at funnene må tas på alvor – så langt data rekker. En viktig konklusjon for politikken synes å være at likestillingsarbeidet over tid får faktiske følger, selv om mye ennå gjenstår. I nasjoner der bedring av kvinners stilling lenge har stått høyt på den politiske dagsordenen, finner vi lavere innsatsnivå og jevnere fordeling mellom partnerne. I Norden gjør kvinnene altså lite husarbeid, og her framstår partnerne som mer jevnbyrdige enn i mindre kvinnevennlige land. Videre er nordiske kvinners arbeidsinnsats i husholdet mindre systematisk påvirket av individuelle egenskaper enn hva som fremkommer ved lavere likestillingsnivå. Dette kan avspeile mindre krevende og mer omforente

fellesnormer om hva som er normal innsats i huset, slik det er argumentert for. Om vi ser nærmere på endringer i tidsbruk fra 1970 til i dag, slik disse kan utleses av de norske tidsnyttingsundersøkelsene, suppleres bildet ved at det framkommer en kraftig nedgang over tid i kvinners husarbeid og dermed i husarbeidsinnsats totalt. Endringene blant menn består stort sett i at noen flere menn gjør slikt arbeid, heller enn at den enkelte mann gjør mer. Videre finner vi at reduksjonen i tid til husarbeid var mest markant i perioden 1970–1980, og betydelig mindre i perioden 1990–2000 (Vaage 2002). Dette kan tyde på at vi i Norden kanskje er i ferd med å komme til veis ende med hensyn til hvor mye likestilling mellom kjønnene som kan oppnås ved å redusere tid til husarbeid. Den større likhet mellom mødre og fedre, både når det gjelder lønnet arbeid og husarbeid som vi gradvis har fått i perioden, innebærer kanskje særlige velferdsomkostninger i form av opplevd tidspress både på jobben og hjemme, selv når den faktiske arbeidstiden for hver enkelt ikke øker (Ellingsæter 2004; Kitterød 1999 og Kitterød og Kjelstad 2002). Den erfarte tidsklemmen, som mange i vår tid snakker om, setter trolig grenser for hvor langt både kvinner og menn vil ønske å prioritere likestilling i parforholdet – sammenliknet med andre verdier. Dette er en problemstilling som våre data kan si lite om, men som likevel kan være vel verdt å ta opp i fremtidig komparativ forskning.

Referanser

Batalova, Jeanne A. og Phillip N. Cohen (2002), «Premarital Cohabitation and Housework: Couples in Cross-National Perspective». Journal of Marriage and the Family, 64:743–55.

Bianchi, Suzanne M., Melissa A. Milkie, Liana C. Sayer og John P. Robinson (2000), «Is Anyone Doing Housework? Trends in the Gender Division of Household Labor». Social Forces, 79:191–228.

Bittman, Michael, Paula England, Liana C. Sayer, Nancy Folbre og George Matheson (2003), «When Does Gender Trump Money? Bargaining and Time in Household Work». American Journal of Sociology, 109:186–214.

Blumberg, Rae Lesser (1984), «A General Theory of Gender Stratification». Sociological Theory, 2:23–101.

Blumberg, Rae Lesser og Marion Tolbert (1989), «A Theoretical Look at the Gender Balance of Power in the American Couple». Journal of Family Issues, 20:225–50.

Brines, Julie (1993), «The Exchange Value of Housework». Rationality and Society, 5:302–40.

Coltrane, Scott (2000), «Research on Household Labor: Modeling and Measuring the

Social Embeddedness of Routine Family Work». Journal of Marriage and the Family, 62:1208–33.

Daly, Mary og Karen Rake (2003), Gender and the Welfare State: Care, Work and Welfare In Europe and US. Cambridge: Polity Press.

Ellingsæter, Anne Lise (2004), «Tidskrise i familien?». I: Anne Lise Ellingsæter og Arnlaug Leira, red., Velferdsstaten og familien. Oslo: Gyldendal Akademisk.

Esping-Andersen, Gøsta (1999), Social Foundations of Postindustrial Economies. Oxford: University Press.

Esping-Andersen, Gøsta, Duncan Gallie, Anton Hemerijck og John Myles (2002), Why We Need a New Welfare State. Oxford University Press.

Fenstermaker, Sarah (2002), «Work and Gender (from the Gender Factory)». I: Sarah Fenstermaker og Candace West, eds., Doing Gender, Doing Difference. Inequality, Power and Institutional Change. New York/London: Routledge.

Fuwa, Makiko (2004), «Macro-level Gender Inequality and the Division of Household Labor in 22 Countries». American Sociological Review, 69:751–767.

Geist, Claudia (2005), «The Welfare State and the Home: Regime Differences in the Domestic Division of Labour». European Sociological Review, 21, 1:23–41.

Greenstein, Theodore N. (1996), «Husbands’ Participation in Domestic Labor: Interactive Effects of Wives and Husbands’ Gender Ideologies». Journal of Marriage and the Family, 58:585–95.

Haas, Barbara (2005), «The Work-Care Balance: Is it Possible to Identify Typologies for Cross-National Comparisons?». Current Sociology, 53 (3): 487–508.

Hallerød, Bjørn (2005), «Sharing of Housework and Money Among Swedish Couples: Do They Behave Rationally?». European Sociological Review, 21:273–288.

Ishii-Kuntz, Masako og Scott Coltrane (1992), «Predicting the Sharing of Household Labor: Are Parenting and Housework Distinct?». Sociological Perspectives, 35:629–47.

Kitterød, Ragni Hege (1999), «Tidsbruk, tidspress og tidsprioriteringer: Hvor travelt har vi det egentlig?». Samfunnsspeilet, 4/1999.

Kitterød, Ragni Hege og Randi Kjeldstad (2002), «Strammere tidsklemme? Endringer i fedres og mødres arbeidstid på 1990-tallet». Samfunnsspeilet, 4/5.

Kitterød, Ragni Hege og Torkild Hovde Lyngstad (2005), «Diary versus questionnaire information on time spent on housework. The case of Norway». Electronic International Journal of Time Use, 2, 1:13–32.

Knudsen, Knud og Wærness, Kari (2005), «Shared or Separate? Money Management and Changing Norms of Gender Equality among Norwegian Couples?». Kommer.

Lewis, Jane (1992), «Gender and the Development of Welfare Regimes». Journal of European Social Policy, 2 (3):159–73.

Oakley, Ann (2002), Gender on Planet Earth. Cambridge: Polity.

Pahl, Jan (1995), «His money, her money: Recent research on financial organization in marriage». Journal of Economic Psychology, 16:361–376.

Sainsbury, Diana, ed. (1994), Gendering Welfare States. London, Thousand Oaks, CA og New Dehli: Sage.

Shelton, Beth Anne og Daphne John (1996), «Housework in Marital and Non-Marital Households». Annual Review of Scociology, 22:299–322.

South, Scott og Glenna Spitze (1994), «Housework in Marital and Non-Marital Households». American Sociological Review, 59:327–47.

Szalai, Alexander (1975), «Women’s time in the light of contemporary time-budget research». FUTURES, October.

Szalai, Alexander et al. (1973), The Use of Time: Daily Activities of Urban and Suburban Population in Twelve Countries. The Hague: Mouton.

Vaage, Odd Frank (2002), «Til alle døgnets tider. Tidsbruk 1971–2000». SA 52: Kap. 3. Oslo: SSB.

Wilkie, Jane Riblett, Myra Marx Ferree og Kathryn Strother Ratcliff (1998), «Gender and Fairness: Marital Satisfaction in Two Earner Couples». Journal of Marriage and the Family, 60:577–94.

Wærness, Kari (1978), «The Invisible Welfare State: Women’s Work at Home». Acta Sociologica, 21:193–208.