Oppgrader til nyeste versjon av Internet eksplorer for best mulig visning av siden. Klikk her for for å skjule denne meldingen
Ikke pålogget
{{session.user.firstName}} {{session.user.lastName}}
Du har tilgang til Idunn gjennom , & {{sessionPartyGroup.name}}

Den «uferdige» revolusjonen: Hva betyr utdanning for fedres familiearbeid?

The ‘unfinished’ revolution: What is the impact of education on fathers’ family work?
Forsker 1, Institutt for samfunnsforskning, Oslo
Professor, Institutt for sosiologi og samfunnsgeografi, Universitetet i Oslo

Den «uferdige» revolusjonen henspiller på at kvinners tid til lønnsarbeid har endret seg mer enn menns tid til ubetalt husarbeid og omsorg for barn. For å få en bedre forståelse av drivkreftene bak disse endringene trenges mer kunnskap om hvordan utviklingen berører forskjellige grupper. I denne artikkelen undersøker vi norske fedres familiearbeid fra 1980 til 2010 med særlig vekt på betydningen av deres utdanningsnivå. Analysen, som er basert på fire sammenkoplede tidsbruksundersøkelser, vitner om at den «uferdige» kjønnsrevolusjonen har modnet i Norge: Fedre brukte mer tid på familiearbeid i 2010 enn i 1980. Økningen var like sterk for rutinehusarbeid som for omsorg for barn og kan tilskrives både endrede praksiser og endringer i fedregruppens sammensetning. Fedres mer familieinvolverte praksis økte i alle utdanningsgrupper og er trolig resultatet av tilretteleggende familiepolitikk og endrede kjønnsnormer. Fedre med lang universitetsutdanning skiller seg imidlertid ut med mest familiearbeid og høyest endringstempo, særlig for 2000-tallet. Dette kan være tegn på ytterligere konsolidering av fedres nye praksiser.

Nøkkelord: Fedres husarbeid, fedres omsorgsarbeid, generasjonsutskifting, tidsbruk, utdanningsgrupper

The ‘unfinished’ revolution refers to women’s paid work having changed more than fathers’ unpaid family work. To get a better understanding of the drivers of these changes, more knowledge about how change affects different groups is called for. This article examines fathers’ family work from 1980 to 2010, emphasising fathers’ educational level. Four linked time-use surveys form the basis for the analysis. The ‘unfinished’ revolution has matured gradually in Norway: Fathers spent more time on family work in 2010 than in 1980. The increase was as strong for housework as for care work, and can be attributed to both changing practices and compositional changes in the father group. The trend toward more family-involved practices among fathers occurred in all educational groups, likely to result from enabling family policies and changing gender norms. However, fathers with long university education did most family work and had the highest rate of change, especially in the 2000s. This might be a sign of a further consolidation of the new practices of fathers.

Keywords: Educational groups, fathers’ housework, fathers’ care work, generational change, time use

Innledning

I alle vestlige samfunn er toinntektsfamilien blitt den dominerende familieformen. Hvordan dette påvirker arbeidsdelingen i familien, har vært gjenstand for omfattende forskning (se for eksempel Altintas & Sullivan, 2016; Bianchi, Milkie, Sayer & Robinson, 2000; Gershuny, Bittman & Brice, 2005; Gerson, 2010). Ettersom mødre har gått ut i jobb, forventes fedre å bidra mer i det ulønnede hus- og omsorgsarbeidet i familien. Hvor omfattende fedres involvering i familiearbeidet er blitt, er et sentralt tema (e.g. Altintas & Sullivan, 2017; Bernhardt, Noack & Lyngstad, 2008; Lamb, 2000).1 Komparative analyser tyder på en kontinuerlig, om enn noe ujevn trend mot økt kjønnslikestilling (Sullivan, Gershuny & Robinson, 2018). Menns tid til hus- og omsorgsarbeid har økt, mens kvinners tid til husarbeid har gått betydelig ned (Altintas & Sullivan, 2016; Sullivan et al., 2018). Kvinner bruker imidlertid fortsatt mer tid på familiearbeid enn menn, særlig i småbarnsfamilier (Anxo et al., 2011). Begrepet om den «uferdige» eller «ufullstendige» revolusjonen (Esping-Andersen, 2009; Evertsson, 2014; Gerson, 2010) springer ut av dette forholdet: Kvinners tid til lønnsarbeid har endret seg mer enn menns tid til familiearbeid. 2 Begrepet den «uferdige» revolusjonen setter søkelyset på de endringene som har funnet sted i kvinners og menns familie- og lønnsarbeid, men også på at det finnes barrierer for endring (Hobson, 2016).

Enkelte forskere mener imidlertid at revolusjonsmetaforen kan gi feil assosiasjoner. Det er ikke snakk om en rask og dramatisk endring som oppstår på et bestemt tidspunkt, men heller «stille drypp» over lengre tid. Utviklingen mot likestilling i familien må derfor forstås som en langvarig, saktegående og ujevn prosess (Sullivan et al., 2018). I studiet av historiske forandringer i tidsbruk må man dessuten skille mellom to ulike typer endring (Gershuny, 2000; Sullivan, 2010). Den ene kan forstås som konsekvenser av endring i fordelingen av ulike sosioøkonomiske grupper, mens den andre handler om endring i atferdsmønstre i ulike sosioøkonomiske grupper. Fedres tid til familiearbeid kan altså endres gjennom at grupper som ofte bruker mye tid på dette, blir større, eller ved at tidsbruken øker i alle/noen grupper, eller begge deler. Det er derfor viktig å studere strukturendringer og gruppeforskjeller samtidig (Sullivan, 2010).

For å få en bedre forståelse av drivkreftene assosiert med disse endringene trenges mer kunnskap om hvordan utviklingen berører forskjellige grupper (Sullivan, 2010). Når det gjelder fedres familiearbeid, har forskere vært særlig opptatt av betydningen av fedres utdanningsnivå og hvorvidt forskjellene mellom fedre i ulike utdanningsgrupper endres over tid (Sullivan, 2010). Studier i mange land har vist at høyt utdannede fedre bidrar mer hjemme enn fedre med kort utdanning, både absolutt og relativt til partneren (Altintas, 2016; Davis & Greenstein, 2004; Sayer, Gauthier & Furstenberg, 2004). Dette tolkes gjerne som at høyt utdannede fedre er mer likestillingsorienterte enn dem med mindre utdanning, og dessuten slutter sterkere opp om idealet om en aktiv og involvert farspraksis (Altintas, 2016; Coltrane, 2000; Sayer et al., 2004; Sullivan, 2010).

Tidligere analyser har vist at norske fedre i gjennomsnitt økte sin tid til både barneomsorg og husarbeid i løpet av de siste tiårene (Kitterød & Rønsen, 2013a). Men vi vet mindre om prosessene og mekanismene bak disse endringene. I denne artikkelen undersøker vi utviklingen i fedres familiearbeid fra 1980 til 2010 med særlig vekt på betydningen av deres utdanningsnivå. Analysen er basert på dagbokbaserte tidsbruksundersøkelser, noe som også er grunnlaget for mye av den internasjonale forskningen på feltet (Anxo et al., 2011; Bianchi et al., 2000; Gershuny, 2000; Sullivan, 2013; Sullivan et al., 2018).3 Slike undersøkelser regnes som en av de beste datakildene man har om ulønnet familiearbeid (Robinson & Godbey, 1997).

Våre forskningsspørsmål tar utgangspunkt i problemstillinger som har stått sentralt i den internasjonale faglitteraturen:

  • For det første: I hvilken grad skyldes fedres økte tid til familiearbeid strukturelle endringer i sammensetningen av fedregruppen, herunder økt utdanningsnivå?

  • For det andre: Er høyt utdannede fedre en pionergruppe av særlig involverte fedre hvis praksis spres til fedre i alle sosiale lag, eller forsterkes snarere forskjellene mellom utdanningsgrupper over tid, og er det ulike utviklingsmønstre for henholdsvis husarbeid og barneomsorg?

  • For det tredje: Hva betyr partnerens utdanning – har høyt udannede fedre også partnere med høy utdanning som «puffer» fedrene til å bruke tid på barna, slik man finner i andre land?

Langvarige, saktegående prosesser: generasjonsetterslep

For å forstå forandringer i tidsbruk er det nødvendig med et prosessorientert, lengre tidsperspektiv. Sullivan og kolleger (2018) fremholder at endringene foregår over lang tid, og prosessene er ofte komplekse og ujevne. Man bør ikke forvente for mye endring i et kort tidsperspektiv. Alle langvarige endringsprosesser kan dessuten bli utsatt for tilbakeslag som resultat av historiske eventualiteter. Det innebærer at endringer i fedres familiearbeid ikke nødvendigvis vil øke lineært over tid.

Store sosiale endringer innbefatter komplekse sammenhenger mellom institusjonelle faktorer, ideologiske strukturer og individuelle ressurser (Sullivan et al., 2018). For å forstå de langvarige prosessene som transformerer forholdet mellom kjønnene, må man ha et analytisk rammeverk som kopler endringer på makro- og mikronivå: Endringer på institusjons- og ideologinivå og i sosialiserings- og interaksjonsprosesser på individnivå påvirker hverandre gjensidig over tid. Tidlig kjønnssosialisering og interaksjoner med andre og partneren senere i livet samvirker med en samfunnskontekst av ideologiske normer, regulative systemer og materielle begrensninger.

Sullivan og kolleger (2018) lanserer begrepet generasjonsetterslep (lagged generational change) for å forstå endringer i tidsbruk knyttet til kjønn. Generasjonsperspektivet søker å forklare hvorfor endringer i kjønnsarbeidsdelingen i barneomsorg og husarbeid strekker seg over generasjoner og i perioder kan være utsatt for nedbremsing eller akselerering. Utviklingen påvirkes av historisk kontingens, det vil si historisk spesifikke konfigurasjoner av sysselsettingsmønstre, familiepolitikk og kjønnsideologier.

På individnivå er tidsbruksmønstre på en bestemt dag resultatet av den lange sekvensen av erfaringer som har formet individets livshistorie, og som samvirker eller har samvirket med handlingsbegrensninger og -muligheter på ulike tidspunkt (Sullivan et al., 2018). De daglige kjønnspraksisene og -interaksjonene både reflekterer og bidrar til å konstituere faktorer på institusjonsnivå (kjønnsideologi, offentlig diskurs, velferdssystemer og legale systemer). Over tid vil endringer på individnivå bygge opp et press mot nye regulative former på makronivå (for eksempel reformer i skatt- og stønadssystemer og utvikling av nye velferdstjenester). Endringer i makronivåets normer og regulative systemer vil igjen virke tilbake på sosialisering og interaksjon på individnivå. Endringsprosessene på ulike nivåer foregår ikke på samme tid, og derfor må man forvente tidsetterslep (time lag) både på mikro- og makronivå.

Hver ny foreldregenerasjon står overfor nye muligheter og begrensninger (Gerson, 2010). Ulike velferdsregimer (konfigurasjoner av utdannings-, arbeidslivs- og velferdspolitikk) danner de institusjonelle rammene som er grunnlaget for «regimesosialisering» (Goerres & Tepe, 2012): Forventningene og mulighetene til nye foreldregenerasjoner formes av de eksisterende offentlige støtteordningene. En slik regimetilnærming viser hvordan en rekke nasjonale faktorer kan påvirke fedres og mødres kombinasjon av familie- og lønnsarbeid (Altintas & Sullivan, 2017). Studier indikerer at den nordiske velferdsstatskonteksten har bidratt til større likestilling i tidsbruk, og at fedre her har lagt lista høyere både når det gjelder tid til barneomsorg og husarbeid, sammenlignet med andre land (Esping-Andersen & Billari, 2015; Hook, 2006, 2010; Hook & Wolfe, 2012; Neilson & Stanfors, 2014). Konteksten har både en direkte betydning ved at den gir foreldre tilgang til bestemte ressurser og tjenester, og en indirekte betydning ved at den bidrar til å endre normene for foreldreskapet (Hook, 2010).

Legges disse perspektivene til grunn, kan man vente at fedres familiearbeid endres over påfølgende generasjoner, og at endringene påvirkes av de institusjonelle omgivelsene. Kohortutskiftning i samspill med institusjonell endring må derfor antas å være en sentral mekanisme bak endringer blant fedre. De som var fedre i Norge i henholdsvis 1980 og 2010, som er starten og slutten på den perioden vi studerer her, representerer to ulike fedregenerasjoner. Både sosialisering i tidlige år, erfaringer fra utdanning og yrkesliv og interaksjon med partneren var influert av ulike kjønnsideologier, ulik kjønnsfordeling i utdanning og arbeidsliv og ulike velferdsordninger for foreldre. De som var blitt fedre i 1980, var selv oppvokst i 1950–60-årene i familier som fremdeles var preget av tradisjonelle kjønnsroller, og som fedre møtte de begrensede forventninger til å bidra hjemme. For eksempel ble morspermisjonen til foreldrepermisjon først i 1978. De som var blitt fedre i 2010, var oppvokst i 1980–90-årene i familier som i større grad var preget av mødrenes yrkesaktivitet og likestillingsideer og økt likestilling i egne erfaringer fra utdanning og arbeidsliv. Flere strukturelle endringer fant sted i perioden, som økt utdanningsnivå i befolkningen4 og endrede familiedanningsprosesser. Fedre var eldre når de fikk sitt første barn, og familiemønstrene ble mer komplekse – blant annet flere familier med «mine», «dine» og «våre» barn. Fedre ble møtt med større forventninger, ikke bare om økt likestilling i familiearbeidet, men det å involvere seg mer i sine barns dagligliv ble tillagt en egenverdi. Framveksten av en forsørger-omsorgsmodell som tilrettela for at mødre og fedre kan være både lønnsarbeidere og omsorgspersoner, støttet opp om disse forventningene. Utviklingen mot denne likestilte modellen har imidlertid vært til dels vekslende og konfliktfylt (Ellingsæter, 2016). Mens 1990-tallet ble preget av kontantstøtten og dens anerkjennelse av hjemmearbeidende mødre, sto 2000-tallet i likestillingens tegn med en markant utvidelse av fedrekvoten og barnehageutbygging.5 Fedrekvoten ga tydelige signaler om at familiearbeid også er fedrenes ansvar, og har gitt fedre mulighet til å få et tettere forhold til barna og bli tryggere som omsorgspersoner (Brandth & Kvande, 2013). Men det er ikke gitt hvilken betydning den sterke barnehageutbyggingen har hatt for fedre – i prinsippet kan behovet for fedrenes innsats hjemme bli mindre når barna går i barnehage.

Likestillingsideologi og utdanning: diffusjonsprosesser

En annen mekanisme som bidrar til endring i fedres tidsbruk, er diffusjonsprosesser. Ifølge klassisk diffusjonsteori vil sosiale innovasjoner først omfavnes av de høyt utdannede (Sani & Treas, 2016; Sullivan, Billari & Altintas, 2014). Velutdannede fedre vil øke sin tid til omsorg for barn og husarbeid først, noe som vil forsterke forskjellene til andre utdanningsgrupper. Ikke minst har kravene til foreldreskapet økt; også fedre blir berørt av nye tidsintensive foreldreskapsnormer der foreldre forventes å involvere seg aktivt i barnas dagligliv og stimulere deres kognitive og intellektuelle utvikling (Sani & Treas, 2016). Men det er ikke rimelig å tenke seg at utdanningskløften vil vokse i det uendelige. Det er en grense for hvor mye tid velutdannede fedre kan bruke på barn og husarbeid. Diffusjonsteorien antar også at praksiser som tas opp av eliter, etter hvert vil spres til foreldre med mindre utdanning, hvilket vil gi minkende klasseforskjeller. Dette er i tråd med Esping-Andersen og Billari (2015), som argumenterer med at det i mange land skjer en diffusjonsprosess slik at oppslutning som likestilling som ideal og praksis, spres fra høyere til lavere sosiale lag. De hevder at prosessen akselererer når man har nådd en kritisk masse, slik som er tilfellet i de nordiske landene. Gitt dette resonnementet vil utdanningsforskjeller i fedres familiearbeid i Norge være størst i begynnelsen av perioden vi undersøker for deretter å avta. Men i enkelte land øker forskjellene i tidsbruk mellom fedre med høyt og lavt utdanningsnivå (Altintas & Sullivan, 2016; England & Srivastava, 2013). Dette gjelder særlig tiden til omsorgsarbeid for barn.

Hva er det ved utdanning som kan tenkes å påvirke fedres tidsbruk mer generelt og endringsprosessene mer spesielt? Utdanningsforskjeller knyttes gjerne til forskjeller i holdninger, verdier og ideologier (Sullivan, 2010). Utdanning er korrelert med likestillingsideologi og utdanningsnivå predikerer graden av likestilte holdninger (Nitsche & Grunow, 2016). Likestillingsideologi, eller kjønnsideologi, kan defineres som et dominerende sett av kulturelle antakelser om kvinners og menns grunnleggende natur som er tatt for gitt, og de to kjønnenes relative verdi (Chatillon, Charles & Bradley, 2018). Likestillingsideologi reflekterer i hvilken grad en person tror på separate sfærer når det gjelder arbeidsdeling mellom kjønn (Evertsson, 2014). Kjønnstradisjonalisme er på vikende front i alle europeiske land (Knight & Brinton, 2017). Men endringene er sammensatte. Likestillingsideologi og kjønnsnormer endres ikke nødvendigvis langs et kontinuum fra tradisjonelle til liberale, men kan danne nye blandingsformer. Ulike kjønnsnormer kan eksistere side om side og også romme ambivalens (Jacobs & Gerson, 2016).

Ideologi har betydning for praksis. Forskning har vist sammenhenger mellom individuelle holdninger til kjønnsroller og faktisk arbeidsdeling i familien (Evertsson, 2014). Utdanning er en individuell ressurs som innebærer ulike muligheter, for eksempel på arbeidsmarkedet. Men funn fra tidligere forskning om kjønnsarbeidsdeling synes å være mer i tråd med kulturbaserte sosiologiske teorier som vektlegger nye normer for barneomsorg, og mindre med teorier som vektlegger ulike økonomiske mulighetskostnader (opportunity costs) (se gjennomgang i Evertsson, 2014). Dersom den symbolske koplingen mellom kjønn og arbeidsarbeidsoppgaver skal endres, må det ligge til grunn en artikulert kjønnsbevissthet eller en likestillingsideologi som deles i paret, hevder Evertsson (2014). Hennes studie viste at kjønnsideologien til unge svenske kvinner og menn hadde betydning for hvor mye tid de brukte på husarbeid. Når likestillingsideologien mangler, er det mer vanlig at kvinner og menn reproduserer tradisjonelle kjønnsroller.

Andre studier peker imidlertid på at strukturelle faktorer også kan ha betydning. Høyt utdannede har for eksempel større fleksibilitet i arbeidshverdagen og har ofte partnere med samme utdanningsnivå. En amerikansk studie basert på survey-eksperimenter viste for eksempel at gitt at institusjonelle begrensninger ble fjernet, foretrakk flertallet, uavhengig av kjønn og utdanningsnivå, likestilte parrelasjoner (Pedulla & Thébaud, 2015). Ifølge forskerne skyldes tilsynelatende kjønnstradisjonelle valg av tilpasninger til arbeid og familie i stor grad begrensninger knyttet til arbeidsplassen. En annen amerikansk studie fant at når fedre med lang utdanning er mer involvert i omsorgsarbeidet enn dem med mindre utdanning, bunner dette langt på vei i at de oftere har en partner med lang utdanning (England & Srivastava, 2013). Antakelsen er at det er partneren som «puffer» fedre til å bruke tid på barna, i tråd med forventningene om et intensivt foreldreskap.

Det var betydelige endringer i Norge i holdninger til likestilling og arbeidsdeling i familien i de 30 årene vi undersøker (Hellevik & Hellevik, 2012). Likestillingsideologi er korrelert med utdanningsnivå – andelen med likestilte holdninger er høyest blant dem med lengst utdanning (Hellevik & Hellevik, 2012). Norske studier tyder også på at det ofte er samsvar mellom likestillingsideologi og arbeidsdeling i familien (Kjeldstad & Lappegård, 2010). Både økt oppslutning om likestilling i samfunnet generelt og økt utdanningsnivå blant fedre må antas å bidra til større likestilling i familiearbeidet i den perioden vi har undersøkt.

Omsorgsarbeid og husarbeid: ulike prosesser?

Internasjonale studier finner ulike endringsmønstre for tid til barneomsorg og husarbeid og også ulike endringsprosesser i ulike grupper i befolkningen. En studie av endringer i fedres tid til omsorg for barn og til husarbeid fant at det på begynnelsen av 1970-tallet var små forskjeller mellom fedre i ulike utdanningsgrupper i Storbritannia og USA (Sullivan, 2013). Men fram til årtusenskiftet økte forskjellene etter utdanning i tid til omsorg for barn. Fedre med høyt utdanningsnivå brukte langt mer tid til omsorg enn fedre med lavt utdanningsnivå. For husarbeidet var utviklingen en annen. Der økte menn med lavt utdanningsnivå sitt bidrag betydelig, noe som førte til større likhet med fedre med høyere utdanningsnivå. Den største relative endringen skjedde altså blant menn med lavest utdanning. Denne opphentingseffekten tolkes som en del av en diffusjonsprosess som et eksempel på at endringer som oppstår i høyere sosiale lag, trenger gjennom alle sosiale lag over tid (Sullivan, 2010). Dette understreker betydningen av å analysere gruppeforskjeller for å forstå endringsmønstre, men også at det er viktig å skille mellom hus- og omsorgsarbeid i analyser av endring og variasjon i menn og kvinners tidsbruk (Hook, 2010; Sullivan, 2013).

Husarbeid oppfattes som en tregere materie for endring enn omsorg for barn. En grunn til det er at husarbeid ofte framstilles som noe de fleste forsøker å unngå så mye som mulig, i motsetning til tid med barn, som gjerne oppfattes som en attraktiv aktivitet (Evertsson, 2014; Sullivan et al., 2018). Det er dessuten hevdet at mange husarbeidsoppgaver er lite fleksible – de må utføres daglig og ofte til bestemte tider og legger derfor sterke begrensninger på tid til andre gjøremål (Hook, 2010). Dette har gitt opphav til at tesen om relative ressurser eller forhandlingsperspektivet har stått sterkt i forskningen om fordeling av husarbeidet: I et par er det personen med de største ressursene, ofte målt ved inntekt eller utdanning, som i størst grad forhandler vekk de minst attraktive oppgavene (Evertsson, 2014). Men det har blitt supplert med autonomitesen: Kvinner vil bruke sin inntekt til å kjøpe seg fri fra husarbeid. I Norge er imidlertid kjøp av husarbeidstjenester relativt lite utbredt (Kitterød, 2012). Et annen tilnærming knytter arbeidsdeling i par til kultur og symboler. I et kjønnskonstruktivistisk perspektiv er både omsorgs- og husarbeid assosiert med kvinner og kvinnearbeid, noe som innebærer at kjønn manifesteres i symbolsk forstand gjennom arbeidsdelingen (Evertsson, 2014).

Svenske tidsbruksundersøkelser viser at betydningen av foreldreskap for fedres og mødres tidsbruk i familien var likere rundt år 2000 enn ti år før. Det å ha barn påvirker menns tid på samme måte som kvinners med både økt husarbeid og nedgang i yrkesarbeidet (Dribe & Stanfors, 2009). Lignende mønstre er vist for Norge for perioden 1980–2010 (Kitterød & Rønsen, 2013b). Forskerne tolker den svenske utviklingen som et resultat av både institusjonelle endringer, som universell tilgang til barnehage, og endrede kjønnsnormer. Det er fremdeles kjønnstradisjonelle mønstre med mindre familiearbeid og mer yrkesarbeid blant menn enn blant kvinner, men de er i mindre grad enn før knyttet til foreldreskap. I tråd med dette viser en svensk longitudinell studie at holdninger til likestilling ikke lenger påvirkes av overgangen til foreldreskap (Kaufman, Bernhardt & Goldscheider, 2016). Studien peker på at endret familiestatus har mindre betydning for dem som bor i velferdsregimer med en mer liberal kjønnsideologi enn i andre regimer. Normen om involvert foreldreskap står sterkt for både fedre og mødre. Det kan være grunn til å vente at økning i fedres familiearbeid vil gjelde både omsorgsarbeid og husarbeid.

Det er få studier av utdanningsforskjeller i fedres hus- og omsorgsarbeid i Norge. Grønmo og Lingsoms (1986) analyse av endringer i familiearbeidet, basert på tidsbruksdata fra 1971 og 1980, konkluderte med at selv om likestilling var en saktegående prosess, ble betydelige skritt mot likestilling tatt i dette tiåret. Den største endringen var en stor reduksjon i kvinners tid til husarbeid som foregikk først og fremst på «grasrota» – blant ikke-yrkesaktive kvinner med lav utdanning og mange barn. Endringen blant kvinner med høy utdanning og få barn var ikke spesielt stor; de brukte allerede lite tid på husarbeid ved inngangen til 1970-tallet. Mye av nedgangen i husarbeidet bunnet i økt yrkesaktivitet blant kvinner, men en større del kunne ikke tilskrives strukturendringer. Den reflekterte sannsynligvis kulturell eller ideologisk endring. Det var imidlertid små endringer i menns familiearbeid. Kvinnenes lange skritt bort fra et tradisjonelt kjønnsrollemønster på 1970-tallet skjedde uten noen særlig hjelp fra menn. En sammenlignende studie av Canada, Tyskland, Italia og Norge (tidsbruksundersøkelsen 1990), fant at Norge skilte seg ut ved at fedre med kort utdanning brukte like mye tid til omsorgsarbeid som dem med universitetsutdanning (Sayer et al., 2004). Forfatterne pekte på den norske familie- og likestillingspolitikken som en viktig forklaring. Analysen skilte imidlertid ikke mellom kort og lang universitetsutdanning, slik vår analyse vil gjøre. Dersom man legger til grunn en mer detaljert inndeling etter utdanningsnivå, er utviklingen mer usikker.

Data og analysestrategi

Analysene er basert på fire tidsbruksundersøkelser hvor et representativt utvalg av befolkningen noterte sine gjøremål i en dagbok over to døgn, som ble gjennomført av Statistisk sentralbyrå (SSB) i 1980–81, 1990–91, 2000–2002 og 2010–2011.6 Dagene var spredt over et helt år, og alle dager i året var likt representert. Dagbøkene var delt inn i faste tidsintervaller. Aktivitetene ble senere kodet etter en detaljert kodeliste. I flere av undersøkelsene noterte deltakerne også samtidige aktiviteter og markerte hvem de eventuelt var sammen med. Analysene i denne artikkelen er basert på hovedaktivitetene, i tråd med det som er vanlig på feltet (Sullivan, 2010; Sullivan et al., 2018). Bakgrunnsinformasjon ble hentet inn gjennom et spørreskjema, og i 2000 og 2010 ble noe informasjon koplet til fra ulike registre. Utvalget består av individer, ikke par eller husholdninger. Datamaterialet kan derfor ikke si noe om arbeidsdelingen i par, men viser arbeidsdeling på gruppenivå, slik man ofte gjør i studier på feltet (for eksempel Sayer et al. 2004; Sullivan et al., 2018). Deltakerne ga en del opplysninger om husholdningen og partneren i spørreskjemaet. Svarandelen i de fire undersøkelsene var på henholdsvis 65, 64, 50 og 48 prosent. For de to siste undersøkelsene har SSB laget vekter for å justere for skjevt frafall. For dokumentasjon av undersøkelsene, se SSB (1983, 1992), Rønning (2002) og Holmøy, Lillegård og Löfgren (2012).

Sammenlignbarheten mellom de fire undersøkelsene er rimelig god for forholdvis grove aktivitetskategorier. Det er imidlertid noen forskjeller som kan ha en viss betydning. I 1980 registrerte man ikke samtidige aktiviteter (biaktiviteter) i tidsdagbøkene, i 1990 ble slike aktiviteter registrert kun en av dagene, mens de i 2000 og 2010 ble registrert begge dager. Hvorvidt man kan notere slike samtidige aktiviteter eller ikke, kan påvirke hvordan hovedaktivitetene føres, for eksempel ved at sosiale aktiviteter (herunder samtaler med barn) plasseres som biaktivitet når det er rom for dette, men noteres som hovedgjøremål når det ikke er rom for å føre biaktiviteter (Kitterød, 2001). I 1980 og 1990 hadde dagbøkene tidsintervaller på 15 minutter. I 2000 og 2010 hadde man timinuttersintervaller. Dette kan ha betydning for hvor detaljert folk noterer sin tidsbruk.

Resultater fra tidsbruksundersøkelser rapporteres gjerne som gjennomsnittlig tidsbruk per dag for en bestemt gruppe av personer. Analyseenheten er døgn. Gjennomsnittet omfatter både dem som utførte en gitt aktivitet (for eksempel husarbeid) på føringsdagen, og dem som ikke utførte aktiviteten. Alle dager i året inngår, både hverdager, helger og ferier. Gjennomsnitt per uke får man altså ved å multiplisere med sju.

Analyseutvalg

Analyseutvalget omfatter gifte og samboende menn i alderen 25–59 år med minst ett barn under 16 år7 i husholdningen. Barnet kan være mannens biologiske barn, adoptivbarn eller stebarn.8 Utvalget består av totalt 3606 dagbokdager – 1092, 808, 807 og 899 henholdsvis for årene 1980, 1990, 2000 og 2010. Noen få respondenter (tre stykker i vårt utvalg) fylte ut bare én av de to føringsdagene. Noen få observasjoner med uoppgitt utdanning for respondenten er holdt utenfor.

Avhengige variabler

I likhet med Sullivan (2010) ser vi på to grupper av aktiviteter som er rapportert som den viktigste aktiviteten i et gitt tidsintervall:

  • Husarbeid, som omfatter matlaging, oppvask, rydding, rengjøring, klesvask og lignende.

  • Omsorgsarbeid for barn, som omfatter stell, pass, hjelp til barn, samtaler med barn eller spill og lek med barn.9

  • I tillegg viser vi analyser for husarbeid og omsorgsarbeid samlet for å kunne se det totale omfanget av endringene i fedres familiearbeid og av forskjellene mellom ulike utdanningsgrupper.

Uavhengige variabler

Undersøkelsesår og fedrenes utdanningsnivå er de viktigste uavhengige variablene i analysene.

  • År for hver undersøkelse.

  • Fars utdanningsnivå. I 1980 og 1990 oppga respondentene sin høyeste fullførte utdanning i spørreskjemadelen av undersøkelsene. I 2000 og 2010 ble opplysninger om utdanning hentet fra SSBs registre, basert på utdanningsstandarden NUS2000. Opplysningene om utdanning er ikke helt sammenlignbare fra år til år. For det første kan det et være en viss feilrapportering når folk oppgir utdanning i et spørreskjema. For det andre endret SSB sin definisjon av utdanningsnivåer i 2005 i samsvar med internasjonale retningslinjer. I den nye definisjonen ble det stilt strengere krav for å ha fullført utdanning på videregående nivå og på universitets- og høgskolenivå dersom man skulle plasseres i disse kategoriene. En del av dem som tidligere var plassert på videregående nivå, ble dermed plassert på grunnskolenivå, og en del som tidligere var plassert på universitets- og høgskolenivå, ble plassert på videregående nivå. Utdanningsopplysningene i 2000- og 2010-undersøkelsen har henholdsvis gammel og ny nivåinndeling. Endringene hadde større konsekvenser for forholdet mellom grunn- og videregående nivå enn for forholdet mellom videregående nivå og universitet/høgskole. I analysene av endringer over tid har vi derfor slått sammen grunn- og videregående skole og skiller mellom tre nivåer: grunn-/videregående skole, universitet ett–fire år og universitet minst fem år. I analysene som gjelder for kun 2010, skiller vi også mellom grunn- og videregående nivå. Det kan være problematisk å sammenligne utdanningsgrupper over tid ettersom kjennetegn ved gruppene vil endres når stadig flere får lang utdanning. Det er grunn til å anta at fedre med minst utdanning (grunnskolenivå) over tid er blitt en mer selektert gruppe. Forskjeller mellom utdanningsgruppene kan også være knyttet til uobserverbare kjennetegn som ikke fanges opp i utvalgsundersøkelser.

Vi benytter følgende kontrollvariabler:10

  • Yngste barns alder (null–ett år, to–tre år, fire–seks år, syv–15 år)

  • Antall barn under 20 år i husholdningen (ett, to, tre eller flere)

  • Hverdag/helg (mandag–fredag vs. lørdag–søndag)

  • Fars alder (løpende og kvadrert)

  • Fars yrkestilknytning/arbeidstid. De som utførte yrkesarbeid minst én time per uke eller var midlertidig borte fra slikt arbeid, regnes som yrkesaktive. Arbeidstid er vanlig arbeidstid per uke i hoved- og eventuelt biyrke. Vi skiller mellom ikke yrkesaktive, arbeidstid 1–39 timer, og arbeidstid 40 timer eller mer.

  • Partnerens utdanningsnivå (registeropplysninger, som for far). Inngår kun i analysene for 2010.

  • Partnerens yrkestilknytning/arbeidstid. Inngår kun i analysene for 2010. Vi skiller mellom ikke yrkesaktive, arbeidstid 1–29 timer og arbeidstid 30 timer eller mer.

Analysestrategi

I den første delen av analysen undersøker vi om økningen i fedres tid til hus- og omsorgsarbeid i perioden 1980–2010 gjelder også når vi justerer for mulige strukturendringer i gruppen av fedre – sammensetningseffekter med hensyn til utdanning, barnetall, barnas alder, fedrenes alder og arbeidstid. Videre undersøker vi om endringene er de samme for fedre i alle utdanningsgrupper, eller om de er mer markante i noen grupper enn i andre. Vi gjennomfører multivariate analyser basert på et en koplet datafil med de fire undersøkelsene. For hver av de tre aktivitetskategoriene (husarbeid, omsorgsarbeid, husarbeid og omsorgsarbeid) viser vi resultater fra to modeller. I den første inngår barns alder, antall barn og ukedag som kontrollvariabler. I den andre inngår også fedrenes alder, utdanning og arbeidstid. For å undersøke hvorvidt betydningen av fedres utdanning endres over tid, har vi i tillegg inkludert et samspillsledd mellom år og utdanning og viser plott med predikerte verdier (figur 1). Full modell vises i appendikstabell 1.

I den andre delen av analysen undersøker vi betydningen av fedres utdanning for tidsbruk i 2010. Denne analysen gir muligheter for et mer detaljert skille mellom utdanningsnivåer ettersom det ikke må tas hensyn til sammenlignbarhet over tid. Her inkluderer vi også opplysninger om partnerens utdanningsnivå og arbeidstid. Vi kan dermed undersøke hvilken betydning mødres utdanning og yrkesaktivitet har for fedres tidsbruk, altså om det er slik at forskjeller mellom fedre i ulike utdanningsgrupper kan knyttes til at de har partnere med ulik utdanning og yrkestilknytning.

De multivariate analysene gjennomføres med regresjonsanalyse med minste kvadraters metode. Siden variabler fra tidsbruksundersøkelser ofte inneholder en høy andel nuller fordi mange ikke utførte en gitt aktivitet (for eksempel husarbeid) den dagen de førte dagbok, bruker noen Tobit regresjonsmodeller (Anxo et al., 2011). Andre anbefaler imidlertid å bruke minste kvadraters metode fordi den høye andelen nuller ofte ikke bunner i at deltakerne aldri utfører aktiviteten, men at de ikke brukte tid på dette den aktuelle dagen. Tobit-modeller kan dermed gi skjeve estimater (Brown & Dunn, 2011; Hook & Wolfe, 2012; Stewart, 2013).11 For å ta hensyn til at det ikke er uavhengighet mellom observasjonene (to døgn for hver deltaker), har vi beregnet robuste standardfeil. Frafallsvektene som er utarbeidet av SSB, brukes for de to siste undersøkelsene. Antall observasjoner vises uvektet.

Endringer i fedres husarbeid og omsorgsarbeid 1980–2010

Som en bakgrunn for analysene av fedres hus- og omsorgsarbeid starter vi med å gi en oversikt over endringer i fedres og mødres tid til yrkes- og familiearbeid i perioden (tabell 1). Fedres tid oppgis også som en prosentandel av summen av mødres og fedres tid som et mål på grad av likedeling. Vi minner om at vi ikke har data på parnivå, men gjennomsnittstall for fedre som gruppe og mødre som gruppe. Fedre brukte litt mindre tid til yrkesarbeid i 2010 enn i 1980, samtidig som mødres yrkesarbeid økte og utgjorde en betydelig høyere andel av foreldres samlede yrkesarbeid på slutten enn på begynnelsen av perioden.12 Fedres samlede familiearbeid13 økte markant i perioden, fra 171 minutter per dag i 1980 til 226 minutter per dag i 2010. Blant mødre var det en klar nedgang, og kjønnsforskjellen ble dermed betydelig redusert. I tillegg til husarbeid og omsorgsarbeid, som er tema i denne artikkelen, omfatter familiearbeidet også vedlikeholdsoppgaver14 og innkjøp15 (Holmøy et al., 2012). Fedre økte tiden til både husarbeid, omsorgsarbeid og innkjøp o.l. Mødre gjorde betydelig mindre husarbeid, mens tiden til omsorgsarbeid og til innkjøp o.l. gikk opp. Tiden til vedlikeholdsarbeid var ganske stabil både blant fedre og mødre.

Tabell 1.

Tid til yrkesarbeid og familiearbeid blant gifte/samboende menn og kvinner 25–59 år med barn under 16 år i husholdningen. Minutter per dag, gjennomsnitt og fedres andel av summen av fedres og mødres tid.

1980199020002010
Yrkesarbeid
Fedre347337337320
Mødre129160200217
Fedres andel73 %68 %63 %60 %
Familiearbeid, totalt
Fedre171188199226
Mødre364350307314
Fedres andel 32 %35 %39 %42 %
Familiearbeid, ulike typer
Husarbeid
Fedre45445564
Mødre210164128124
Fedres andel18 %21 %30 %34 %
Omsorgsarbeid
Fedre38555059
Mødre861139296
Fedres andel31 %33 %35 %38 %
Vedlikehold
Fedre41363741
Mødre15161519
Fedres andel73 %69 %71 %68 %
Annet familiearbeid (inkludert reiser og innkjøp)
Fedre46526161
Mødre54577275
Fedres andel46 %48 %46 %45 %
N (dager)
Fedre1092808807899
Mødre1200990812903

Det første hovedspørsmålet er i hvilken grad fedres økte tid til familiearbeid skyldes strukturelle endringer i fedregruppen, blant annet økt utdanningsnivå. Deskriptiv statistikk viser at andelen fedre med utdanning på grunn-/videregående nivå gikk ned i perioden, mens andelen med kort universitetsutdanning økte (tabell 2). Vi minner om at inndelingen i utdanningsgrupper ikke er helt sammenlignbar mellom undersøkelsene. Det var også enkelte andre strukturendringer, som at andelen fedre med helt små barn (null–ett år) var litt lavere i 1980 enn i de senere årene, mens fedres gjennomsnittsalder var litt høyere i 2010 enn i de tidligere årene. Andelen som jobbet minst 40 timer per uke, var høyere i 1980 enn i de senere årene. Dette reflekterer trolig blant annet at man i 1987 fikk en generell arbeidstidsforkortelse fra 40 til 37,5 timer per uke.16 Fordelinger for partneres utdanningsnivå og arbeidstid vises bare for 2010 ettersom de kun inngår i analysene for dette året.

Tabell 2.

Deskriptiv statistikk, uavhengige variabler. Gifte/samboende menn 25–59 år med barn under 16 år i husholdningen. Prosent/gjennomsnitt.

1980199020002010
Yngste barns alder
0–1 år13211721
2–3 år18192017
4–6 år21192318
7–15 år48414043
Antall barn
Ett25272527
To51494646
Tre eller flere24242827
Ukedag
Hverdag71696771
Helg29313329
Alder, gjennomsnitt 37,938,038,040,1
Utdanning
Grunnskole/videregående74726159 (13/46)
Universitet, 1–4 år19212931
Universitet, 5+ år 771110
Yrkesaktivitet/arbeidstid
Ikke yrkesaktiv2735
1–39 timer per uke19404345
40+ timer 79535450
Utdanning, partner
Grunnskole12
Videregående33
Universitet, 1–4 år43
Universitet, 5+ år 8
Uoppgitt5
Yrkesaktivitet/arbeidstid, partner
Ikke yrkesaktiv13
1–29 timer per uke19
30+ timer 69
N (dager)1092808807899

De multivariate analysene av endringer i fedres husarbeid17 viser at fedre brukte klart mer tid i 2010 enn i 1980, også når det er kontrollert for endringer i sammensetningen av fedregruppen. Modell 1 justerer for antall barn og yngste barns alder, mens modell 2 også inkluderer fedrenes alder, utdanning og arbeidstid (tabell 3). Forskjellen i tid til husarbeid mellom 1980 og 2000 er på henholdsvis omtrent 19 og 14 minutter per dag i de to modellene. Økningen i fedres husarbeid i perioden kan altså i liten grad tilskrives endringer i fedregruppens sammensetning. Utviklingen ser imidlertid ut til å variere noe over tid med liten eller ingen endring på 1980-tallet, en svak økning på 1990-tallet og en videre økning på 2000-tallet. Dette er i tråd med de deskriptive resultatene (tabell 1), men økningen fra 2000 til 2010 er ikke statistisk signifikant på konvensjonelle nivåer i de multivariate analysene (jf. noter under tabellen om statistisk signifikant for forskjeller mellom år). Også når det gjelder omsorgsarbeid for barn18, brukte fedre klart mer tid i 2010 enn i 1980, også etter justering for endringer i fedregruppens sammensetning (modell 3 og 4) (tabell 3). I den mest omfattende modellen (modell 4) er forskjellen mellom 1980 og 2010 på omtrent ni minutter per dag. Også her er utviklingen ujevn med en svak økning på 1980-tallet, en utflating eller nedgang på 1990-tallet og en økning igjen på 2000-tallet. For hus- og omsorgsarbeidet samlet viser begge modellene (5 og 6, tabell 3) en viss økning i samtlige tre tiår, men økningen ser ut til å være mest markant på 2000-tallet. Ifølge modell 5, der det justeres for barnas alder, antall barn og ukedag, brukte fedre i 2010 nesten 30 minutter mer per dag enn fedre i 1980. Når vi også justerer for fedrenes alder, utdanning og arbeidstid, utgjør forskjellen 23 minutter per dag (eller to timer og 41 minutter per uke). Dette tyder på at det var en markant endring i retning av en mer involvert farspraksis blant fedre flest i den perioden vi ser på her, også når vi tar hensyn til strukturelle endringer i gruppen av fedre.19

Tabell 3.

Resultater fra regresjonsanalyser (OLS) av tid til husarbeid og omsorgsarbeid. Gifte/samboende menn 25–59 år med barn under 16 år i husholdningen. Robuste standardfeil i parentes. N=3 606.

HusarbeidOmsorgsarbeidHus- og omsorgsarbeid
Modell 1Modell 2Modell 3Modell 4Modell 5Modell 6
År (ref.: 1980)
1990-0,96(a)
(3,48)
-3,03(b)
(3,65)
10,13**
(3,33)
5,19
(3,60)
9,17(*)(e)
5,29
2,17(e)
(5,63)
20008,96*
(3,65)
5,26(c)
(3,82)
5,51(*)(d)
(3,20)
-0,57(c)
(3,24)
14,47**(e)
(5,23)
4,69(d)
(5,31)
201018,77***
(3,72)
13,88**
(4,07)
15,96***
(3,36)
9,25**
(3,48)
34,73***
(5,35)
23,14***
(5,64)
Yngste barns alder (ref.: 7–15 år)
0–1 år-1,21
(5,20)
3,39
(6,47)
89,99***
(7,18)
86,85***
(8,64)
88,78***
(9,40)
90,24***
(11,48)
2–3 år-1,46
(5,94)
4,81
(6,92)
62,56***
(5,25)
57,70***
(6,34)
64,02***
(8,51)
62,51***
(10,06)
4–6 år-5,39
(4,49)
-2,16
(5,10)
43,19***
(4,47)
41,08***
(4,89)
37,81***
(7,09)
38,91***
(7,61)
Antall barn (ref.: ett)
To-0,58
(4,56)
-3,60
(4,73)
15,08**
(4,83)
12,27*
(4,94)
14,50*
(7,07)
8,68
(7,20)
Tre+8,03
(5,68)
4,65
(5,95)
10,63*
(5,29)
8,13
(5,58)
18,66*
(8,40)
12,78
(8,69)
Ukedag (ref.: hverdag)
Helg21,51***
(4,19)
21,47***
(4,19)
14,08**
(4,25)
14,22**
(4,22)
35,59***
(6,23)
35,69***
(6,15)
Alder 4,28(*)
(2,34)
6,65*
(2,64)
10,94**
(3,75)
Alder2-0,05(*)
(0,03)
-0,09**
(0,03)
-0,13**
(0,04)
Utdanning (ref.: grunn-/videregående skole)
Universitet, 1–4 år8,89*
(4,40)
9,15*
(4,33)
18,03**
(6,58)
Universitet, 5+ år 6,54
(5,89)
22,06***
(6,13)
28,60**
(9,48)
Yrkesarbeid (ref.: 1–39 timer)
Ikke yrkesaktiv-16,22 (*)
(8,53)
10,81
(14,56)
-5,42
(18,18)
40+ timer -6,80(*)
(3,96)
-13,44***
(3,80)
-20,24**
(5,85)
Konstantledd37,62
(4,91)
-49,02
(46,78)
-8,21
(4,64)
-120,64
(55,47)
29,41
(7,11)
-170,66
(76,54)
R2 0,0340,0450,2350,2550,1490,172

***p<=0,001, **p<=0,01, *p<=0,05, (*)p<=0,10

(a) Forskjellig fra 2000/2010 (p<=0,01/0,001).

(b) Forskjellig fra 2000/2010 (p<=0,05/0,001).

(c) Forskjellig fra 2010 (p<=0,05)

(d) Forskjellig fra 2010 (p<=0,01)

(e) Forskjellig fra 2010 (p<=0,001)

Det andre hovedspørsmålet er hvilken sammenheng det er mellom fedres utdanning og tid til husarbeid og omsorgsarbeid og om den har endret seg over tid. Analysen av alle årene samlet viser en positiv sammenheng mellom fedrenes utdanning og tid til husarbeid og omsorgsarbeid (tabell 3). For omsorgsarbeidet er sammenhengen lineær. De med grunn-/videregående skole bruker minst tid, de med lang universitetsutdanning bruker mest tid, og de med kort universitetsutdanning er i en mellomposisjon. For husarbeidet går skillet mellom fedre med grunn- eller videregående skole på den ene siden og fedre med kort eller lang universitetsutdanning på den andre.

For å undersøke endringer over tid i sammenhengen mellom fedres utdanningsnivå og deres tidsinnsats hjemme har vi lagt til et samspillsledd mellom år og fedres utdanning i de multivariate analysene. Dette er gjort for hver av de tre avhengige variablene. Predikerte verdier vises i figur 1. For husarbeid ser det ut til å være en sterkere positiv sammenheng mellom fedres tidsinnsats og utdanningsnivå i 2010 enn i tidligere år (figur 1a). Det var større forskjell mellom gruppene med lengst og kortest utdanning i 2010 enn i 1980 (24 vs. ett minutt per dag), noe som tyder på at husarbeidet økte mer blant fedrene med lengst utdanning enn blant dem med kortest utdanning i perioden. Også når det gjelder tid til omsorg for barn, kan det se ut til at sammenhengen med fedrenes utdanning var sterkere i 2010 enn i 1980, men forskjellen er ikke statistisk signifikant (figur 1b). Ser vi hus- og omsorgsarbeidet under ett, var det imidlertid klart større forskjell mellom fedrene med lengst og kortest utdanning i 2010 enn i 1980 (61 vs. 27 minutter per dag) (figur 1c). Endringen i retning av større forskjeller mellom utdanningsgrupper er imidlertid ikke entydig. I 2000 er det fedre med kort universitetsutdanning som skiller seg ut med mest hus- og omsorgsarbeid.

Endringsmønsteret i fedres tidsbruk varierer altså mellom utdanningsgruppene. For samtlige utdanningsgrupper ser vi imidlertid en økning i hus- og omsorgsarbeidet samlet fra 1980 til 2010 etter at det er justert for barnas alder, antall barn, ukedag, fedrenes alder og yrkesarbeid (figur 1c). For samtlige grupper ser det ut til å ha vært en økning i både hus- og omsorgsarbeid, men noen av endringene er ikke statistisk signifikante. Det er også en tendens til at hus- og omsorgsarbeid økte mer på 2000-tallet enn på 1980- og 1990-tallet, særlig for fedrene med lengst utdanning. For denne gruppen av fedre ser det ut til at tiden til hus- og omsorgsarbeid gikk noe ned på 1980- og 1990-tallet, men det er stor usikkerhet ved disse estimatene. I tolkningen av endringsmønstrene for ulike utdanningsgrupper er det viktig å ha i mente at gruppenes relative størrelse er endret etter hvert som utdanningsnivået blant fedre er økt. Fedre med utdanning fra videregående skole kan altså tenkes å ha andre kjennetegn i 2010 enn i 1980, og det samme kan gjelde for fedrene med høyere utdanning. Vi minner også om at inndelingen i utdanningsnivåer varierer litt mellom undersøkelsene på grunn av endringer i registrering og koding.

Figur 1.

Predikerte verdier for tid til husarbeid og omsorgsarbeid for ulike utdanningsgrupper og år. 95 % konfidensintervall. Minutter per dag. Basert på modellene i appendikstabell 1.

Fedres omsorgsarbeid og husarbeid i 2010: Hva betyr partnerens utdanning og arbeidstid?

Et tredje hovedspørsmål er om forskjeller i tid til hus- og omsorgsarbeid mellom fedre i ulike utdanningsgrupper kan knyttes til partnerens utdanning og arbeidstid. Dette analyseres kun for 2010. Her benytter vi en firedelt utdanningsvariabel, der vi også skiller mellom utdanning på grunnskolenivå og utdanning fra videregående skole. Henholdsvis 13 og 46 prosent av fedrene i analyseutvalget faller i de to kategoriene (se tabell 2). Videregående skole benyttes som referanse.20 For hver aktivitetstype viser vi resultater fra to modeller. Den første er justert for det yngste barnets alder, antall barn, ukedag, fedrenes alder og yrkesarbeid. I den andre justeres det i tillegg for partnerens utdanning og yrkesarbeid (se tabell 2 for deskriptiv statistikk). For partnerens utdanning brukes samme inndeling som for fedrene. Ettersom kvinner ofte har kortere arbeidstid enn menn, benyttes en annen inndeling av arbeidstidsvariabelen.

Vi starter med en oversikt over hvor mye tid fedre i de fire utdanningsgruppene brukte til hus- og omsorgsarbeid i 2010 (tabell 4). Vi ser en klar sammenheng mellom fedrenes utdanning og tiden til husarbeid og omsorgsarbeid også når vi skiller mellom fire utdanningsgrupper. De to minste gruppene – fedre med lengst og kortest utdanning – bruker henholdsvis mest og minst tid. Når hus- og omsorgsarbeidet ses under ett, brukte fedre med lang universitetsutdanning 194 minutter per dag. Fedre med kort universitetsutdanning brukte 133 minutter per dag, fedre med utdanning fra videregående skole brukte 119 minutter per dag, og fedre med utdanning på grunnskolenivå brukte 75 minutter per dag.

De multivariate analysene av tid til husarbeid viser klare forskjeller mellom fedre i ulike utdanningsgrupper også når det justeres for det yngste barnets alder, antall barn, ukedag, fedrenes alder og yrkesarbeid (tabell 5, modell 1).21 Fedre med lang universitetsutdanning bruker da 19 minutter mer per dag enn fedre med utdanning fra videregående skole og 27 minutter mer enn fedre med utdanning på grunnskolenivå. Sammenhengen mellom fedres utdanning og tid til husarbeid er ganske lineær, men det er ikke statistisk signifikante forskjeller mellom samtlige utdanningsgrupper (jf. noter til tabellen). Betydningen av fedrenes utdanning svekkes litt når partnerens utdanning og arbeidstid inkluderes i analysen (modell 2), men forskjellen mellom modellene er liten. Selv om det ikke er statistisk signifikante forskjeller mellom fedre i ulike utdanningsgrupper i modell 2, er det ikke grunnlag for å slutte at de høyt utdannede fedrenes større innsats i husarbeidet bunner i at de oftere har partnere med lang utdanning og full jobb.

Tabell 4.

Tid til husarbeid og omsorgsarbeid i 2010 blant fedre etter utdanning. Minutter per dag, gjennomsnitt.

UtdanningAlle
GrunnskoleVideregåendeUniversitet, 1–4 årUniversitet, 5+ år
Husarbeid52 59 70 81 64
Omsorgsarbeid24 61 62 93 59
Hus- og omsorgsarbeid75 119 133 194 123
N (dager)83385323108899
Tabell 5.

Resultater fra regresjonsanalyser (OLS) av tid til husarbeid og omsorgsarbeid, 2010. Gifte/samboende menn 25–59 år med barn under 16 år i husholdningen. Robuste standardfeil i parentes. N= 899.

HusarbeidOmsorgsarbeidHus- og omsorgsarbeid
Modell 1Modell 2Modell 3Modell 4Modell 5Modell 6
Yngste barns alder (ref.: 7–15 år)
0–1 år14,92(*)
(8,61)
14,19
(8,67)
80,62***
(11,93)
76,17***
(12,22)
95,54***
(14,87)
90,36***
(15,09)
2–3 år13,38
(9,49)
15,84(*)
(9,55)
66,66***
(9,39)
66,64***
(9,40)
80,04***
(14,08)
82,49***
(14,24)
4–6 år0,30
(6,71)
1,19
(6,89)
46,30***
(7,65)
45,62***
(7,70)
46,11***
(11,29)
46,81***
(11,57)
Antall barn (ref.: ett)
To-4,84
(7,18)
-6,16
(7,23)
14,89*
(7,27)
14,49*
(7,29)
10,05
(10,58)
8,32
(10,61)
Tre+1,97
(8,02)
1,19
(8,07)
1,70
(7,41)
3,06
(7,32)
3,67
(11,45)
4,26
(11,51)
Ukedag (ref: hverdag)
Helg22,10**
(6,44)
21,72**
(6,33)
6,83
(6,06)
7,25
(6,16)
28,94*’
(8,99)
28,98**
(8,93)
Alder 5,91(*)
(3,21)
5,15
(3,25)
5,22
(4,02)
4,44
(3,91)
11,13*
(5,29)
9,59(*)
(5,08)
Alder 2 -0,06
(0,04)
-0,05
(0,04)
-0,07
(0,05)
-0,06
(0,04)
-0,130*
(0,62)
-0,11(*)
(0,06)
Utdanning (ref: videregående)
Grunnskole-8,57(a)
(9,06)
-5,54(b)
(9,37)
-18,52*(c)
(8,39)
-18,20*(d)
(8,51)
-27,09*(g)
(13,20)
-23,74(*)(d)
(13,35)
Universitet, 1–4 år9,12
(6,23)
6,71
(6,48)
3,37(e)
(6,38)
-0,08(f)
(6,37)
12,48(f)
(9,30)
6,63(f)
(9,50)
Universitet, 5+ år 18,86(*)
(10,02)
15,89
(10,64)
32,26**
(9,87)
24,08*
(10,78)
51,12**
(15,37)
39,98*
(16,94)
Yrkesarbeid, han (ref.: 1–39 timer)
Ikke yrkesaktiv-17,55*
(8,51)
-15,91*
(8,04)
6,77
(16,82)
10,32
(16,76)
-10,78
(21,81)
-5,60
(21,19)
40+ timer 3,41
(5,94)
3,96
(5,89)
-17,20***
(5,61)
-14,98**
(5,55)
-13,80
(8,50)
-11,02
(8,45)
Utdanning, partner (ref.: videregående)
Grunnskole-15,42(*)
7,93
-0,33
(8,79)
-15,76
(12,75)
Universitet, 1–4 år3,86
(6,92)
6,47
(6,17)
10,33
(9,47)
Universitet, 5+ år 0,91
(10,72)
27,74*
(15,58)
28,66
(20,27)
Yrkesarbeid, partner (ref.: 1–29 timer)
Ikke yrkesaktiv1,18
(9,31)
-1,15
(9,67)
0,66
(0,14)
30+ timer 5,09
(6,37)
3,14
(5,88)
8,24
(9,25)
Konstantledd-89,1
(65,61)
-78,61
(65,89)
-73,82
(88,39)
-64,59
(85,97)
-162,89
(112,06)
-143,20
(108,11)
R2 0,0520,0600,2800,2880,1900,200

Note: For partnerens utdanning inngår også en kategori for «uoppgitt» i analysene. Resultatene vises ikke.

(*) p<=0,10, * p<=0,05, ** p<=0,01, *** p<=0,001.

(a) Forskjellig fra kort/lang universitetsutdanning (p<=0,10/0,05).

(b) Forskjellig fra lang universitetsutdanning (p<=0,10).

(c) Forskjellig fra kort/lang universitetsutdanning (p<=0,05/0,001).

(d) Forskjellig fra kort/lang universitetsutdanning (p<=0,05/0,01).

(e) Forskjellig fra lang universitetsutdanning (p<=0,01).

(f) Forskjellig fra lang universitetsutdanning (p<=0,05).

(g) Forskjellig fra kort/lang universitetsutdanning (p<=0,01/0,001).

Det er også en lineær sammenheng mellom fedres utdanning og tiden til omsorgsarbeid. I den minst omfattende modellen (tabell 5, modell 3) utgjør forskjellen mellom fedrene med lengst utdanning og fedrene med videregående skole 32 minutter per dag. Det er ellers klare forskjeller mellom samtlige utdanningsgrupper bortsett fra mellom de to midtgruppene. Betydningen av fedrenes utdanning svekkes noe når partnerens utdanning og arbeidstid inkluderes i analysen (modell 4). Fedre med høyt utdannede partnere bruker mer tid til omsorgsarbeid enn referansegruppen, men det er fremdeles klare forskjeller mellom fedre i ulike utdanningsgrupper når vi justerer for dette. Sammenhengen mellom fedrenes utdanning og tiden til omsorgsarbeid kan altså ikke i sin helhet forklares av at høyt utdannede fedre oftere enn andre har høyt utdannede og fulltidsarbeidende partnere.

Når hus- og omsorgsarbeid ses under ett, avtegner det seg markante forskjeller i tidsmønsteret mellom utdanningsgruppene, også etter at det justert for partnerens utdanning og arbeidstid (tabell 5, modell 6). Forskjellen mellom fedrene med lang universitetsutdanning på den ene siden, og dem med kortere universitetsutdanning, videregående skole og grunnskoleutdanning på den annen, utgjør henholdsvis omtrent 33, 40 og 64 minutter per dag.

Konklusjon

Analysene av tidsbruksundersøkelsene vitner om at den «uferdige» revolusjonen i Norge har modnet gjennom fedres økte bidrag til familiearbeidet: Fedre brukte mer tid til både hus- og omsorgsarbeid i 2010 enn i 1980. Tendensen er utvetydig også når det tas hensyn til at fedregruppen har endret sammensetning, blant annet ved at utdanningsnivået har økt. Utviklingen mot en mer familieinvolvert farspraksis fant sted i alle utdanningsgrupper. Selv om fedre i 2010 fremdeles i gjennomsnitt brukte mindre tid til familiearbeid enn mødre, var både hus- og omsorgsarbeid blitt en del av de fleste fedres dagligliv. Fedres bidrag til husarbeid har ikke vært mer endringsresistent enn tid til omsorg for barn; tidsbruken har økt betydelig på begge områder. Fedres opptrapping av tid til husarbeid samtidig med at mødre har redusert sin tid, har bidratt til større likedeling mellom mødre og fedre. Større likedeling gjelder også omsorgsarbeidet: Der har fedres økte tid skjedd samtidig med en liten økning eller en utflating blant mødre. Våre analyser kan ikke si noe om likedeling på parnivå, men den klare økningen i familiearbeidet på tvers av utdanningsgrupper gir grunn til å anta at stadig flere par deler det ulønnede og det lønnede arbeidet mer likt. Studier basert på surveyundersøkelser underbygger dette (Knudsen & Wærness, 2007).

Endringsprosessene var imidlertid sammensatte og til dels ujevne over tid med utflating på 1990-tallet og akselerering på 2000-tallet. Samspillet mellom institusjonell endring og generasjonsutskifting synes å ha vært en viktig drivkraft. Familiepolitiske reformer har tilrettelagt for økt likestilling i familien, og institusjonell endring har bidratt både til nye handlingsbetingelser og nye forventninger til farsrollen for påfølgende generasjoner av fedre.

At utviklingen flatet ut på 1990-tallet, men var særlig markant på 2000-tallet, styrker antakelsen om familiepolitikkens betydning for diffusjon av nye praksiser og holdninger. Mens 1990-tallet innebar uklare likestillingssignaler, var 2000-tallet et tiår med særlig omfattende familiepolitiske endringer med utvidelser i fedrekvoten og realiseringen av barnehagen som en universell velferdsordning i form av tilgjengelighet og foreldres rettigheter. Økt bruk av barnehage minket ikke behovet for foreldrebasert omsorg. Økningen i fedres omsorgsarbeid på 2000-tallet skjedde slik sett til tross for at ni av ti førskolebarn gikk i barnehage i 2010. Mødre har heller ikke redusert sin tid til omsorg for barn, så her er det trolig nye foreldreskapsnormer som vektlegger tid med barn, som gjør seg gjeldende.

For perioden 1980–2010 ser det altså ut til at institusjonell endring står bak diffusjonsprosesser som har bidratt til en betydelig økning i familiearbeidet i alle utdanningsgrupper. Det har altså ikke vært snakk om en prosess der velutdannede fedre først har banet vei. I internasjonale studier skiller man ofte ikke mellom kort og lang universitetsutdanning, men ser alle med utdanning på universitetsnivå under ett (se for eksempel Sayer, Gauthier & Furstenberg Jr., 2004; Sullivan, 2010). Våre analyser tyder på at hvilke grupper man sammenligner, kan ha betydning for hvilken konklusjon man trekker om sammenhengen mellom fedres utdanning og familiearbeid, og hvordan denne endres over tid.

Hvorvidt utviklingen i familiearbeidet blant fedre i ulike utdanningsgrupper kjennetegnes av diffusjonsprosesser mellom grupper eller parallelle løp, kan også avhenge av hvilken periode man studerer.

Fedre med lang universitetsutdanning skiller seg imidlertid ut med mest familiearbeid og høyest endringstempo, særlig for 2000-tallet. Når fedre med lang utdanning bruker mest tid på familiearbeid, er det ikke først og fremst fordi de «dyttes» av sine høyt utdannede partnere; mønsteret er tydelig selv etter at det er kontrollert for partnerens utdanning og yrkesaktivitet. Strukturelle betingelser og begrensninger synes å ha liten betydning. Den sterke økningen i familiearbeidet, både husarbeid og omsorgsarbeid, blant høyt utdannede fedre på 2000-tallet kan være tegn på en ytterligere konsolidering av nye farspraksier nettopp i denne gruppa. Dette er den gruppa i denne fedrekohorten som i oppvekst, utdanning og arbeidsliv trolig har vært mest eksponert for ideer om likestilling. De høyt utdannede har oftere enn andre vokst opp med yrkesaktive mødre og erfaringer fra mer kjønnsbalanserte utdannings- og jobbkontekster. Disse erfaringene kan ha bidratt til å forme en forventning om likestilte farskap som det normale og vil derfor i mindre grad være avhengig av ytre faktorer. Det innebærer en farsrolle som på grunnleggende vis har brutt den symbolske koplingen mellom kjønn og arbeidsarbeidsoppgaver.

At fedre bruker mer tid på ulønnet familiearbeid, er som nevnt en trend i alle vestlige land. Mens generasjonsutskifting må antas å være en generell drivkraft i saktegående endringsprosesser mot mer likestilling, gir vår analyse indikasjoner på at endringer i nasjonale, institusjonelle omgivelser vil kunne bidra til både til stillstand og akselerasjon og ha betydning for hvordan nye farskapspraksiser spres i ulike grupper av fedre.

De nyeste dataene som er analysert her, er nå ti år gamle. En ny tidsbruksundersøkelse er under planlegging 22 , og den vil vise om veksten i fedres familiearbeid har fortsatt på 2010-tallet. Det siste tiåret innebar endringer i både fedregruppen og institusjonelle rammer. Dagens fedre har mer utdanning og er enda litt eldre enn fedre for ti år siden, og mødrene jobber oftere heltid. Men mens barnehagens sentrale plass i omsorgen for de minste barna ble befestet, bølget de familiepolitiske signalene til fedre gjennom både økninger og kutt i fedrekvotens lengde. Et særlig interessant spørsmål er om et likestilt farskap som den nye normalen, mindre påvirket av strukturelle forhold, nå også kan spores blant andre fedre enn de med høyest utdanning.

Om artikkelen

Arbeidet med artikkelen er støttet av CORE – Senter for likestillingsforskning, Institutt for samfunnsforskning. Data er gjort tilgjengelig av Norsk senter for forskningsdata (NSD). En stor takk til Stian Aleksander Uvaag for tilrettelegging av datafilene og til Institutt for sosiologi og samfunnsgeografi, Universitetet i Oslo, for økonomisk støtte til dette arbeidet.

Appendiks

Appendikstabell 1.

Resultater fra regresjonsanalyser (OLS) av tid til husarbeid og omsorgsarbeid, samspill mellom år og utdanning. Gifte/samboende menn 25–59 år med barn under 16 år i husholdningen. Robuste standardfeil i parentes. N=3 606.

HusarbeidOmsorgsarbeidHus- og omsorgsarbeid
År (ref.: 1980)
19901,69 (4,29)6,10(4,22)7,79(6,54)
20008,65*(4,32)-0,49(3,91)8,16(6,24)
201011,35*(4,86)7,33(*)(4,18)18,69**(6,70)
Utdanning (ref.: grunn-/videregående skole)
Universitet, 1–4 år13,58(8,35)3,24(5,43)16,82(10,61)
Universitet, 5+ år 1,07 (7,61)25,59*(11,51)26,66(*)(14,79)
År*utdanning
1990*universitet, 1–4 år-22,45*(10,11)1,18(8,57)-21,27(14,80)
1990*universitet, 5+ år -1,69(10,43)-14,40(15,24)-16,09(19,89)
2000*universitet, 1–4 år-8,24(10,81)8,11(8,13)-0,12(14,50)
2000*universitet, 5+ år -12,16(9,48)-18,36(13,62)-30,52(*)(17,84)
2010*universitet, 1–4 år-1,19(10,20)4,16(8,04)2,96(13,74)
2010*universitet, 5+ år -23,32(12,28)11,48(14,71)34,80(*)(20,85)
Yngste barns alder (ref.: 7–15 år)
0–1 år3,71(6,45)86,95***(8,60)90,66***(11,42)
2–3 år4,85(6,88)57,72***(6,34)62,57***(9,99)
4–6 år-2,33(5,08)41,09***(4,88)38,78***(7,58)
Antall barn (ref.: ett)
To-4,18(4,71)11,81*(4,90)7,64(7,14)
Tre+4,39(5,94)8,01(5,54)12,4(8,61)
Ukedag (ref.: hverdag)
Helg21,05***(4,19)14,01**(4,20)35,01***(6,12)
Alder 3,94(*)(2,33)6,40*(2,65)10,34**(3,73)
Alder 2 -0,04(0,03)-0,08**(0,03)-0,12**(0,04)
Yrkesarbeid (ref.: 1–39 timer)
Ikke yrkesaktiv-15,72(*)(8,43)10,70(14,52)-5,01(18,05)
40+ timer -6,98(*)(3,97)-13,57***(3,78)-20,55***(5,83)
Konstantledd-43,68(46,68)-115,48*(55,69)-159,16*(76,46)
R2 0,0510,0260,181

***p<=0,001, **p<=0,01, *p<=0,05, (*)p<=0,10

Referanser

Altintas, E. (2016). The Widening Education Gap in Developmental Child Care Activities in the United States, 1965–2013. Journal of Marriage and Family, 78(1), 26–42. doi: https://doi.org/10.1111/jomf.12254

Altintas, E. & Sullivan, O. (2016). Fifty years of change updated: Cross-national gender convergence in housework. Demographic Research, 35(16), 455–470. doi: https://doi.org/10.4054/DemRes.2016.35.16

Altintas, E. & Sullivan, O. (2017). Trends in Fathers’ Contribution to Housework and Childcare under Different Welfare Policy Regimes. Social Politics:International Studies in Gender, State & Society, 24(1), 81–108. doi: https://doi.org/10.1093/sp/jxw007

Anxo, D., Mencarini, L., Pailhé, A., Solaz, A., Tanturri, M.L. & Flood, L. (2011). Gender Differences in Time Use over the Life Course in France, Italy, Sweden, and the US. Feminist Economics, 17(3), 159–195. doi: https://doi.org/10.1080/13545701.2011.582822

Bernhardt, E., Noack, T. & Lyngstad, T.H. (2008). Shared housework in Norway and Sweden: advancing the gender revolution. Journal of European Social Policy, 18(3), 275–288. doi: https://doi.org/10.1177/0958928708091060

Bianchi, S.M., Milkie, M.A., Sayer, L.C. & Robinson, J.P. (2000). Is Anyone Doing the Housework? Trends in the Gender Division of Household Labor. Social Forces, 79(1), 191–222. doi: https://doi.org/10.2307/2675569

Brandth, B. & Kvande, E. (2013). Innledning – velferdsstatens fedrepolitikk. I B. Brandth & E. Kvande (Red.), Fedrekvoten og den farsvennlige velferdsstaten (s. 13–28). Oslo: Universitetsforlaget.

Brown, J.E. & Dunn, P.K. (2011). Comparisons of Tobit, Linear, and Poisson-Gamma Regression Models: An Application of Time Use Data. Sociological Methods & Research, 40(3), 511–535. doi: https://doi.org/10.1177/0049124111415370

Bø, T.P. (1989). Arbeid. Sosialt utsyn 1989. SØS nr. 60. (s. 91–109). Oslo: Statistisk sentralbyrå.

Chatillon, A., Charles, M. & Bradley, K. (2018). Gender Ideologies. I B.J. Risman, C.M. Froyum & W.J. Scarborough (Red.), Handbook of the Sociology of Gender. Springer.

Coltrane, S. (2000). Research on Household Labor: Modeling and Measuring the Social Embeddedness of Routine Family Work. Journal of Marriage and Family, 62(4), 1208–1233. doi: https://doi.org/10.1111/j.1741-3737.2000.01208.x

Davis, S.N. & Greenstein, T.N. (2004). Cross-National Variations in the Division of Household Labor. Journal of Marriage and Family, 66(5), 1260–1271.

Dribe, M. & Stanfors, M. (2009). Does Parenthood Strengthen a Traditional Household Division of Labor? Evidence From Sweden. Journal of Marriage and Family, 71(1), 33–45. doi: https://doi.org/10.1111/j.1741-3737.2008.00578.x

Ellingsæter, A.L. (2016). Kampen om familiepolitikken: Farvel til hybridregimet? Tidsskrift for samfunnsforskning, 57(3), 227–256. doi: https://doi.org/10.18261/issn.1504-291x-2016-03-01

England, P. (2010). The Gender Revolution. Uneven and Stalled. Gender & Society, 24(2), 149–166. doi: https://doi.org/10.1177/0891243210361475

England, P. & Srivastava, A. (2013). Educational differences in US parents’ time spent in child care: The role of culture and cross-spouse influence. Social Science Research, 42(4), 971–988. doi: https://doi.org/10.1016/j.ssresearch.2013.03.003

Esping-Andersen, G. (2009). The incomplete revolution: adapting to women's new roles. Cambridge: Polity Press.

Esping-Andersen, G. & Billari, F.C. (2015). Re-theorizing Family Demographics. Population and Development Review, 41(1), 1–31. doi: https://doi.org/10.1111/j.1728-4457.2015.00024.x

Evertsson, M. (2014). Gender Ideology and the Sharing of Housework and Child Care in Sweden. Journal of Family Issues, 35(7), 927–949. doi: https://doi.org/10.1177/0192513X14522239

Gershuny, J. (2000). Changing Times. Work and Leisure in Postindustrial Society. Oxford: Oxford University Press.

Gershuny, J., Bittman, M. & Brice, J. (2005). Exit, Voice, and Suffering: Do Couples Adapt to Changing Employment Patterns? Journal of Marriage and Family, 67(3), 656–665. doi: https://doi.org/10.1111/j.1741-3737.2005.00160.x

Gerson, K. (2010). The Unfinished Revolution. How a New Generation is Reshaping Family, Work and Gender in America. Oxford: Oxford University Press.

Goerres, A. & Tepe, M. (2012). Doing It for the Kids? The Determinants of Attitudes towards Public Childcare in Unified Germany. Journal of Social Policy, 41(2), 349–372. doi: https://doi.org/10.1017/S0047279411000754

Grønmo, S. & Lingsom, S. (1986). Increasing equality in household work: patterns of time-use change in Norway. European Sociological Review, 2(3), 176–190. doi: https://doi.org/10.1093/oxfordjournals.esr.a036417

Hellevik, T. & Hellevik, O. (2012). Holdninger til likestilling. I T. Hansen & B. Slagsvold (Red.), Likestilling hjemme (s. 117–160). Oslo: NOVA – Norsk institutt for forskning om oppvekst, velferd og aldring.

Hobson, B. (2016). Fathers' Capabilities for Work-Life Balance in Sweden: The Unfinished Revolution. Kazoku syakaigaku kenkyu, 28(2), 193–206. doi: https://doi.org/10.4234/jjoffamilysociology.28.193

Holmøy, A., Lillegård, M. & Löfgren, T. (2012). Tidsbruksundersøkelsen 2010. Dokumentasjon av datainnsamling, analyse av datakvalitet og beregning av frafallsvekter. Notater 2/2012. Oslo: Statistisk sentralbyrå.

Hook, J.L. (2006). Care in Context: Men's Unpaid Work in 20 Countries, 1965–2003. American Sociological Review, 71(4), 639–660. doi: https://doi.org/10.1177/000312240607100406

Hook, J.L. (2010). Gender Inequality in the Welfare State: Sex Segregation in Housework, 1965–2003. American Journal of Sociology, 115(5), 1480–1523. doi: https://doi.org/10.1086/651384

Hook, J.L. & Wolfe, C.M. (2012). New Fathers? Residential Fathers' Time With Children in Four Countries. Journal of Family Issues, 33(4), 415–450. doi: https://doi.org/10.1177/0192513X11425779

Jacobs, J.A. & Gerson, K. (2016). Unpacking Americans’ Views of the Employment of Mothers and Fathers Using National Vignette Survey Data: SWS Presidential Address. Gender & Society, 30(3), 413–441. doi: https://doi.org/10.1177/0891243215597445

Kaufman, G., Bernhardt, E. & Goldscheider, F. (2016). Enduring Egalitarianism? Family Transitions and Attitudes Toward Gender Equality in Sweden. Journal of Family Issues, 38(13), 1878–1898. doi: https://doi.org/10.1177/0192513X16632266

Kitterød, R.H. (2001). Does the recording of parallel activities in Time Use Diaries affect the way people report their main activities? Social Indicators Research, 56(2), 145–178. doi: https://doi.org/10.1023/A:1012289811886

Kitterød, R.H. (2012). Fortsatt få som tar seg råd til vaskehjelp. Samfunnsspeilet, 26(4), 64–69.

Kitterød, R.H. & Rønsen, M. (2013a). Hvem er de nye involverte fedrene?. Økonomiske analyser (5), 21–28.

Kitterød, R.H. & Rønsen, M. (2013b). Does parenthood imply less specialzation than before? Tales from the Norwegian time use surveys 1980-2010. Discussion Papers No. 757, Statistisk sentralbyrå.

Kjeldstad, R. & Lappegård, T. (2010). Holdninger til kjønnsroller og likestillingspraksis hjemme: Mindre samsvar blant kvinner enn menn. Samfunnsspeilet( 4), 65–72.

Knight, C.R. & Brinton, M.C. (2017). One Egalitarianism or Several? Two Decades of Gender-Role Attitude Change in Europe. American Journal of Sociology, 122(5), 1485–1532. doi: https://doi.org/10.1086/689814

Knudsen, K. & Wærness, K. (2007). National Context and Spouses’ Housework in 34 Countries. European Sociological Review, 24(1), 97–113. doi: https://doi.org/10.1093/esr/jcm037

Lamb, M.E. (2000). The History of Research on Father Involvement. Marriage & Family Review, 29(2–3), 23–42. doi: https://doi.org/10.1300/J002v29n02_03

Neilson, J. & Stanfors, M. (2014). It’s About Time! Gender, Parenthood, and Household Divisions of Labor Under Different Welfare Regimes. Journal of Family Issues, 35(8), 1066–1088. doi: https://doi.org/10.1177/0192513X14522240

Nitsche, N. & Grunow, D. (2016). Housework over the course of relationships: Gender ideology, resources, and the division of housework from a growth curve perspective. Advances in Life Course Research, 29, 80–94. doi: https://doi.org/10.1016/j.alcr.2016.02.001

Pedulla, D.S. & Thébaud, S. (2015). Can We Finish the Revolution? Gender, Work-Family Ideals, and Institutional Constraint. American Sociological Review, 80(1), 116–139. doi: https://doi.org/10.1177/0003122414564008

Robinson, J.P. & Godbey, G. (1997). Time For Life. The Surprising Ways Americans Use Their Time. University Park, Pennsylvania: The Pennsylvania State University Press.

Rønning, E. (2002). Statistisk sentralbyrås tidsbruksundersøkelse 2000/01. Dokumentasjon og resultater fra intervjuet. Notater 2002/26. Oslo: Statistisk sentralbyrå.

Sani, G.M.D. & Treas, J. (2016). Educational Gradients in Parents' Child-Care Time Across Countries, 1965–2012. Journal of Marriage and Family, 78(4), 1083–1096. doi: https://doi.org/10.1111/jomf.12305

Sayer, L.C., Gauthier, A.H. & Furstenberg Jr., F.F. (2004). Educational differences in parents’ time with children: Cross-national variations. Journal of Marriage and Family, 66(5), 1152–1169. doi: https://doi.org/10.1111/j.0022-2445.2004.00084.x

SSB. (1983). Tidsnyttingsundersøkelsen 1980-81. NOS B 378. Oslo: Statistisk sentralbyrå.

SSB. (1992). Tidsbruk og tidsorganisering 1970-90. NOS C 10. Oslo: Statistisk sentralbyrå.

Stewart, J. (2013). Tobit or not Tobit? Journal of Economic and Social Measurement, (3), 263–290. doi: https://doi.org/10.3233/jem-130376

Sullivan, O. (2010). Changing Differences by Educational Attainment in Fathers’ Domestic Labour and Child Care. Sociology, 44(4), 716–733. doi: https://doi.org/10.1177/0038038510369351

Sullivan, O. (2013). What Do We Learn About Gender by Analyzing Housework Separately From Child Care? Some Considerations From Time-Use Evidence. Journal of Family Theory & Review, 5(June), 72–84. doi: https://doi.org/10.1111/jftr.12007

Sullivan, O., Billari, F.C. & Altintas, E. (2014). Fathers’ Changing Contributions to Child Care and Domestic Work in Very Low–Fertility Countries:The Effect of Education. Journal of Family Issues, 35(8), 1048–1065. doi: https://doi.org/10.1177/0192513x14522241

Sullivan, O., Gershuny, J. & Robinson, J.P. (2018). Stalled or Uneven Gender Revolution? A Long-Term Processual Framework for Understanding Why Change Is Slow. Journal of Family Theory & Review, 10(1), 263–279. doi: https://doi.org/10.1111/jftr.12248

1I tillegg til hus- og omsorgsarbeid, som denne artikkelen handler om, inngår ulike former for vedlikeholdsarbeid i det ulønnede familiearbeidet. Fedre bruker langt mer tid på dette enn mødre, se tabell 1.
2Andre bruker begrepet om en uferdig kjønnsrevolusjon i videre forstand, som England (2010). Hun viser til likestillingsutfordringer på en rekke andre områder, som kjønnsdeling i utdanning og arbeidsmarked, kjønnsforskjeller i lønn osv.
3I Norge har slike undersøkelser vært gjennomført hvert tiende år siden 1970, den nyeste ble gjennomført i 2010.
4 https://www.ssb.no/statbank/table/08921/
5Kontantstøtten innebar at yrkesaktiviteten til mødre med barn i målgruppa flatet ut. Ved årtusenskiftet var fedrekvoten fremdeles bare fire uker, men den ble utvidet til fem, seks og ni uker i henholdsvis 2005, 2006 og 2009. I 2000 gikk 37 prosent av ett–toåringene i barnehage mot 79 prosent i 2010, og mødrenes yrkesaktivitet økte igjen.
6Tidsbruksundersøkelsen i 1971–72 er ikke inkludert fordi flere av bakgrunnsvariablene ikke kan deles inn på samme måte som vi gjør. Analyseutvalget kan heller ikke avgrenses slik vi ønsker.
7Denne aldersgrensen benyttes fordi omsorgsarbeid for barn brukes som aktivitetskode for barn 0–15 år.
8Analysen i denne artikkelen gjelder altså for fedre som er gift eller samboende. Dette kan ha blitt en mer selektert gruppe over tid fordi relativt flere fedre ikke bor sammen med barna sine. Også fedre som ikke bor fast sammen med barn, deltar imidlertid mer i barnas dagligliv enn tidligere. Samtidig kan det tenkes at menn bruker mer tid enn før på partnerens barn fra tidligere forhold. Vi har dessverre ikke mulighet for å justere for dette i våre analyser.
9Det er selvsagt vanskelig å måle nøyaktig hvor mye tid foreldre bruker til omsorg for barn. Omsorgsarbeid for barn, slik vi måler det her, fanger opp kun en liten del av foreldrenes totale omsorgstid. Mye utføres parallelt med andre gjøremål, som for eksempel matlaging, måltider eller TV­seing. Særlig gjelder dette for større barn.
10Dette er variabler som det er vanlig å kontrollere for i analyser på feltet. I tillegg kontrolleres det ofte for kjøp av hjelp til husarbeid, men kontroller av dette viser at det har ikke har betydning for våre resultater. Vi har også kontrollert for om man har fleksibel arbeidstid eller ikke, heller ikke det har betydning for resultatene.
11Vi har også gjort analysene med Tobit regresjonsmodeller, og disse gir i all hovedsak samme resultater.
12Yrkesarbeid omfatter tiden man faktisk bruker til å jobbe, inkludert pauser på arbeidsplass og reise til og fra jobb, slik dette framkommer i tidsdagbøkene.
13I SSBs rapporter brukes betegnelsen husholdsarbeid.
14Stell av hage, oppussing, reparasjoner o.l.
15Ærender, administrasjon og reiser i forbindelse med dette.
16Reformen gjaldt i første rekke arbeidere, som hadde avtale om lengre arbeidstid enn funksjonærer (Bø, 1989).
17Andelen som gjorde husarbeid på føringsdagen, var henholdsvis 63, 71, 82 og 82 prosent i de fire undersøkelsene.
18Andelen som gjorde omsorgsarbeid på føringsdagen, var henholdsvis 51, 62, 61 og 65 prosent i de fire undersøkelsene.
19For kontrollvariablene ser vi, som ventet, at fedre med små barn bruker mer tid til omsorgsarbeid enn dem med større barn, og fedre med flere barn bruker mer tid enn dem med kun ett barn. Barnas alder og antall har imidlertid ingen klar betydning for tiden til husarbeid. Ellers bruker fedre med lang arbeidstid mindre tid til både hus- og omsorgsarbeid enn dem som jobber under 40 timer per uke, og den lille gruppen som ikke er yrkesaktive, bruker mindre tid til husarbeid enn andre fedre.
20Det er ikke gitt hvilke grupper det er mest relevant å sammenligne. Siden relativt få fedre har utdanning på grunnskolenivå, benyttes videregående nivå som referanse.
21Ettersom vi først og fremst er interessert i betydningen av fedres utdanning, kommenterer vi bare effekter av denne variabelen.
22 https://www.regjeringen.no/contentassets/323153cc58eb47d2ad24cba365d77f62/forslag-til-nasjonalt-program-for-offisiell-statistikk-2021-2023.pdf

Idunn bruker informasjonskapsler (cookies). Ved å fortsette å bruke nettsiden godtar du dette. Klikk her for mer informasjon