EEN LONGITUDINALE KIJK OP DE GENDER- VERDELING VAN HUISHOUDELIJKE TAKEN

tijdschrift voor sociologie

EEN LONGITUDINALE KIJK OP DE GENDERVERDELING VAN HUISHOUDELIJKE TAKEN

Dimitri Mortelmans, Winfried Ottoy en Martine Verstreken

1.

PROBLEEMSTELLING

Empirisch onderzoek heeft al veelvuldig aangetoond dat vrouwen nog steeds het gros van de huishoudelijke taken op zich nemen (zie bijvoorbeeld Jacobs e.a. 1998; Koelet 2001; van den Broeck e.a. 1999; Vanherck e.a. 1997). De toegenomen participatie van vrouwen aan de arbeidsmarkt gedurende de laatste decennia heeft niet geleid tot een gelijke verdeling van de huishoudelijke taken tussen mannen en vrouwen. Veel huishoudelijke taken worden tot op de dag van vandaag dan ook als typisch 'vrouwelijk' of 'mannelijk' ervaren. Duidelijke voorbeelden hiervan zijn het strijken of het wassen van de wagen. Deze sekse-specifieke verdeling van de huishoudelijke taken kan echter wijzigen onder invloed van de tijd. Taken die vroeger steevast door vrouwen uitgevoerd werden, kunnen nu even vanzelfsprekend gedeeld worden of door mannen voor hun rekening worden genomen en vice versa. In het eerste deel van het artikel wordt een beperkte selectie gegeven van de bestaande literatuur. Niettegenstaande de onderzoekstraditie slechts enkele decennia oud is, is de omvang van het domein behoorlijk uitgebreid (Spitze & Loscocco 2000) zodat we ons zullen concentreren op de verschillende invalshoeken ten aanzien van de verdeling van huishoudelijke arbeid en de verschuiving ervan over de tijd. In het tweede deel van het artikel wordt een antwoord gezocht op twee vragen die slechts in beperkte mate of vanuit een andere invalshoek behandeld werden in de bestaande literatuur. In de eerste plaats wordt nagegaan of bepaalde huishoudelijke taken samenklitten in takenpakketten, die 'typisch' samen worden uitgevoerd. Op basis van deze takenpakketten wordt dan, indien mogelijk, een typologie van 'uitvoerders van huishoudelijke arbeid' opgesteld. Daarbij wordt nagegaan of deze typologie gender-gerelateerd is. Om een antwoord te geven op deze vraag wordt een

238

TIJDSCHRIFT VOOR SOC IOLOGIE 2003

- Volume 24 - Nr. 2-3

latente klassen-factoranalyse uitgevoerd op gegevens van de eerste tot de achtste golf van het Belgische huishoudpanel (PSBH). De tweede vraag bouwt voort op de gecreëerde typologie en peilt naar de stabiliteit van personen binnen deze typologie. Als mannen en vrouwen specifieke takenpakketten uitvoeren, zijn er dan over de tijd, tussen opeenvolgende golven, verschuivingen vast te stellen in welk pakket iemand op zich neemt? Ook hier wordt bestudeerd of deze stabiliteit gender-gerelateerd is. Zo wordt nagegaan of de verschuiving tussen takenpakketten bij mannen sneller of radicaler verloopt dan bij vrouwen. De tweede vraag wordt beantwoord door middel van een latente transitieanalyse waarbij verschuivingen in de eerder geconstrueerde latente statussen longitudinaal bestudeerd worden.

2.

GENDER EN HUISHOUDELIJKE TAKEN

2.1. De verdeling van het aandeel in de huishoudelijke taken Ondanks de emancipatie van vrouwen op de arbeidsmarkt blijkt uit sociologisch onderzoek dat vrouwen nog steeds het leeuwendeel van de huishoudelijke taken op zich nemen. Onderzoeksresultaten hebben het over een gemiddeld aandeel voor mannen gaande van 20% (Robinson 1988) over 25% (Baxter 1997) tot 35% (Presser 1994). Uiteraard verloopt de verdeling van de huishoudelijke arbeid niet in elk huishouden op dezelfde manier. De taakverdeling blijkt afhankelijk te zijn van de kenmerken van de gezinsleden en het huishouden in zijn geheel. Er dient echter een nuancering gemaakt te worden bij deze ongelijkheid. Hoewel mannen minder tijd steken in onbetaalde arbeid binnen het huishouden blijkt dit verschil nagenoeg te verdwijnen als men de totale arbeid beschouwt, zijnde betaalde en onbetaalde arbeid samen. Uit tijdsbudgetonderzoek (Elchardus & Heyvaert 1992; Glorieux e.a. 2002; Glorieux & Koelet 2001; van den Broeck e.a. 1999) blijkt immers dat de totale werklast ongeveer gelijk verdeeld is tussen mannen en vrouwen. De voltijds tewerkgestelde vrouw besteedt per week ruim acht uur meer aan het huishouden en de verzorging van de kinderen dan haar mannelijke collega's. Maar de totale werklast blijft toch ongeveer gelijk verdeeld tussen de seksen, omdat de voltijds tewerkgestelde vrouwen ook ongeveer acht uur minder besteden aan bezoldigde arbeid. Dit kan verklaard worden door het feit dat vrouwen disproportioneel meer tewerkgesteld zijn in die jobs, beroepscategorieën en sectoren waar ook voor de mannen een voltijdse aanstelling een relatief korte werktijd impliceert. Elchardus (1992) gebruikt deze bevindingen om de interpretatie van de 'dubbele dagtaak' voor vrouwen te relativeren. Hij stelt voor om de uitdrukking 'dubbele dagtaak' te vervangen door 'dubbele verantwoordelijkheid'. Het is immers niet de totale werkbelasting die geslachtsspecifiek is, want deze is ongeveer even groot voor mannen als voor vrouwen. Het is de gecumuleerde verantwoordelijkheid die op de schouders van de vrouw terecht komt. Zelfs als vrouwen voltijds werken, blijven zij

Een longitudinale kijk op de genderverdeling van huishoudelijke taken

239

primair verantwoordelijk voor het huishouden en de kinderen, waardoor zij belast zijn met een dubbele verantwoordelijkheid. Een eerste hypothese die de huishoudelijke taakverdeling verklaart, is de 'time availability'-hypothese. Deze invalshoek stelt dat naarmate men meer tijd heeft, men meer presteert in het huishouden. De beschikbare tijd wordt meestal gerelateerd aan de arbeidsprestatie. Het aantal betaalde werkuren heeft een negatief effect op de onbetaalde huishoudelijke arbeid. Dit geldt zowel voor mannen (Coltrane & IshiiKuntz 1992; Hardesty & Bokemeier 1989; South & Spitze 1994) als voor vrouwen (Almeida e.a. 1993; Bergen 1991; Brayfield 1992; Demo & Acock 1993; Kamo 1991; Rexroat & Shehan 1987): hoe meer men buitenshuis werkt, hoe minder tijd men besteedt aan taken in het huishouden. Dit zou er op kunnen wijzen dat mannen en vrouwen participeren in het huishoudelijk werk naargelang de nood en de beschikbare tijd. De betaalde arbeid van een vrouw heeft bovendien niet alleen invloed op haar eigen huishoudelijk werk, maar ook op dat van haar partner. Onderzoek toonde aan dat mannen hun absolute inzet in het huishouden verhogen wanneer hun partner meer betaald werk verricht (Brines 1993; Nickols & Metzen, 1982). Toch is het vaak niet de absolute inzet, maar de relatieve inzet van mannen die toeneemt wanneer vrouwen meer uren buitenshuis werken (Barnett & Baruch 1987; Ishii-Kuntz & Coltrane 1992; Kamo 1988; Rexroat & Shehan 1987). Mannen zouden relatief meer bijspringen in het huishouden wanneer hun vrouwen uit werken gaan, als rechtstreeks gevolg van het feit dat die vrouwen minder doen in het huishouden. De uithuiswerkende vrouw zorgt dus voor een meer gelijke arbeidsverdeling tussen mannen en vrouwen, niet zozeer omdat mannen meer doen in het huishouden, maar wel omdat vrouwen minder huishoudelijke arbeid verrichten. Een tweede factor, de 'relative resources'-hypothese, houdt rekening met de relatieve bronnen van rijkdom van mannen en vrouwen binnen het huishouden. Bronnen die partners in een relatie binnenbrengen kunnen van allerlei aard zijn. Vaak worden er drie onderscheiden: inkomen, opleiding en beroepsprestige (Shelton & John 1996). Het inkomen wordt daarbij vaak als belangrijkste bron naar voor geschoven (1). Studies tonen aan dat de partner met het grootste inkomen het minst bijdraagt in huishoudelijke taken (Ross 1987; Stafford e.a. 1977). Het economische overwicht wordt gebruikt als argument om een niet-participatie in het huishouden te legitimeren. Aangezien mannen over het algemeen meer verdienen dan vrouwen ligt dit economische machtsoverwicht meestal bij mannen, waardoor zij minder meewerken in het huishouden. Vrouwen met een laag inkomen hebben minder alternatieven buiten het huwelijk en zetten meer op het spel wanneer deze relatie zou verstoord worden. Zij aanvaarden daardoor, meer dan vrouwen met een hoog inkomen, de situatie waarin zij meer huishoudelijke arbeid verrichten dan hun echtgenoten. De meest egalitaire verdeling is terug te vinden bij partners waar het inkomensverschil minimaal is (Blair & Lichter 1991; Brayfield 1992). Het opleidingsniveau is een tweede bron. Voor vrouwen geldt er een negatief effect tussen het opleidingsniveau en huishoudelijke arbeid, terwijl bij mannen dit effect positief is (Berardo e.a. 1987; Bergen 1991; Hardesty & Bokemeier 1989). Naarmate de opleiding van de vrouw hoger is, heeft zij meer onderhandelingsmacht om een gunstigere verdeling van de huishoudelijke arbeid te bedingen. Bovendien gaat een

240


- Volume 24 - Nr. 2-3

hoger opleidingsniveau gepaard met een minder traditionele levensvisie en staat de gelijkheid van de partners meer centraal. Vrouwen met een hoger opleidingsniveau presteren daardoor minder in het huishouden dan lagergeschoolde vrouwen. Mannen daarentegen dragen meer bij in de huishoudelijke arbeid wanneer zij hoger opgeleid zijn. Ook het beroepsprestige kan beschouwd worden als een bron van rijkdom en heeft een effect op het aandeel in de huishoudelijke taken. Hetzelfde geldt voor het beroepsprestige wat nauw verbonden is met het opleidingsniveau. Een hogere beroepsstatus van de man gaat gepaard met meer werkuren in het huishouden (Berk, Berk 1978; Deutsch e.a., 1993). De Bruyn (1997) constateerde dat mannelijke bedienden en kaderleden de huishoudelijke arbeid gelijker verdelen dan middenstanders, ambachtslui, beoefenaars van vrije beroepen en ondernemers. Vrouwen die op het werk instaan voor de besluitvorming zijn meer geneigd om de huishoudelijke taken te delen met hun partner dan vrouwen met minder autoriteit in hun job (Aytac, 1990). Een derde factor is de ideologie van de geslachtsrollen. Mannen en vrouwen met een meer egalitaire opvatting inzake geslachtsrollen hebben een meer gelijke verdeling van de huishoudelijke taken dan traditioneel-denkenden (Baxter, Western 1998; Blair, Lichter 1991; Kamo 1988; Presser 1994; Ross 1987). Bij 'traditionele' vrouwen is het aantal uren dat gespendeerd wordt aan huishoudelijke taken hoog, bij 'traditionele' mannen is dit laag. Een gedachte die sinds de jaren tachtig ingang heeft gevonden, groepeert een aantal factoren onder de term 'maternal gatekeeping' (Coltrane 1989; De Luccie 1995; Ferree 1991; Greenstein 1996; Hawkins, Roberts 1992; Komter 1989; Palkovitz 1984; Whiteside 1998). Hierbij wordt er vanuit gegaan dat vrouwen op basis van structurele, culturele, familiale en persoonlijke hinderpalen beletten dat hun mannelijke partners meer huishoudelijke taken op zich nemen. De mogelijkheden voor mannen om huishoudelijke taken aan te leren en zich op deze taken toe te leggen zouden door vrouwen beperkt worden. Allen en Hawkins (1999) onderscheiden drie dimensies van 'maternal gatekeeping': de norm en verantwoordelijkheid, de bevestiging van de moederlijke identiteit en de gedifferentieerde familierollen. De eerste dimensie, de norm en de verantwoordelijkheid, beklemtoont de moederlijke vaardigheden en de historisch gegroeide norm van de moeder als meest geschikte verantwoordelijke van het huishouden. Dit komt vooral tot uiting in gezinnen waarin de vrouw optreedt als een huishoudelijke manager en hun partner als helper. Vrouwen treden op als opzichters voor hun mannen, die een huishoudelijke taak niet tot een bevredigend resultaat kunnen brengen zonder de supervisie van hun meer comp etente en verantwoordelijke vrouwen. Deze rol van manager houdt praktische processen in: het op zich nemen van de meeste taken, taken van de partner opnieuw uitvoeren, organiseren, delegeren en plannen van de huishoudelijke taken. De tweede dimensie, de bevestiging van de moederlijke identiteit, gaat uit van de invloed van internalisatie van maatschappelijke verwachtingen van het moederschap. Het werk dat vrouwen verrichten in het huishouden is naar buiten toe een validatie van hun moederlijke identiteit en is de primaire bron van zelfrespect en voldoening voor vele vrouwen. Huishoudelijk werk is immers vermengd met genegenheid en familiale relaties. De inbreng van mannelijke hulp wordt dan ervaren als een bedreiging van


241

hun identiteit als onvervangbare moeder. De gedifferentieerde familierollen tenslotte, gaan uit van structurele, culturele en socio-historische invloeden die de persoonlijke verwachtingen omtrent de verdeling van huishoudelijke taken bepalen. Greenstein (1996) komt tot de conclusie dat traditionele opvattingen van vrouwen een grotere invloed hebben op de verdeling dan de opvattingen van hun partners. De studies van Allen en Hawkins (1999) en Genevie en Margolies (1987) komen tot het besluit dat respectievelijk 20% en 25% van hun onderzoekspopulatie 'maternal gatekeepers' zijn. Een vierde factor is te situeren op het huishoudelijke niveau en concentreert zich op het type huishouden, meer bepaald op de aanwezigheid van kinderen. Kinderen verhogen het aantal taken in een huishouden en maken dat er meer uren aan het huishouden wordt gespendeerd. Deze extra werklast wordt in grotere mate ingevuld door vrouwen dan door mannen (Berardo e.a. 1987; Bergen 1991; McAllister 1990; Shelton, John 1993). Jongere kinderen zorgen voor een grotere werklast dan oudere kinderen. Elchardus (1992) stelde dat de transitie naar het jonge gezin met één kind de totale werklast (zowel betaalde als onbetaalde arbeid) voor mannen en vrouwen doet toenemen. Bij vrouwen is deze toename volkomen toe te schrijven aan de onbetaalde, huishoudelijke arbeid, terwijl bij mannen de toegenomen werklast slechts voor de helft toe te schrijven is aan een extra inspanning in het huishouden. Mannen kennen bij de overgang naar het vaderschap ook een sterke toename in de betaalde arbeid (Mortelmans e.a. 2002). Dit is geen rechtstreeks effect van het 'gezeten worden' (trouwen en kinderen krijgen), maar houdt sterk verband met de leeftijd. De groep jonge vaders bevindt zich immers in een leeftijdscategorie waarin over het algemeen veel tijd besteed wordt aan het beroep en de carrière. Hierdoor ontstaat er een spanning tussen de timing van de gezinsontwikkeling en de timing van de beroepscarrière gedurende eenzelfde levensfase. De 'veroudering van het ouderschap' kan als een gedeeltelijke oplossing van deze spanning beschouwd worden. De kinderlast kan aldus opgenomen worden na de carrièrelast. Leeftijd is echter niet de enige verklaring voor dit verschijnsel. Op het moment dat er in een relatie kinderen komen, bevinden vrouwen zich immers ook op een belangrijk knooppunt in hun carrière. Toch leggen zij niet dezelfde klemtoon op de betaalde arbeid als mannen. Cohen (1993) stelt daarover dat mannen zich meer dan vrouwen bezorgd zouden maken over hun rol als kostwinner voor het gezin. Velen zien het nog steeds als hun verantwoordelijkheid te voorzien in de inkomsten van het gezin en hechten bijgevolg meer belang aan arbeid en inkomsten bij het vader worden. De komst van het tweede kind (en volgende kinderen) gaat voor de moeder gepaard met een sterke afname van de betaalde arbeidstijd en een sterke toename van de huishoudelijke arbeid. Doordat vrouwen in deze situatie deeltijds werken of in loopbaanonderbreking zijn, nemen zij het merendeel van de huishoudelijke taken op zich, waardoor hun mannelijke partners minder presteren in het huishouden. De Bruyn (1997) komt tot de conclusie dat de verdeling van de huishoudelijke taken significant gelijker is in 'lege nesthuishoudens' dan in andere gezinssituaties. De verdeling van de huishoudelijke taken hoeft niet steeds tussen de gezinsleden verdeeld te worden. Vele taken kunnen uitbesteed worden aan iemand die thuis komt poetsen, een was- en strijkdienst, iemand die de tuin onderhoudt, de boodschappenservice, een afhaalrestaurant, familiale ondersteuning, enzovoort.

242


- Volume 24 - Nr. 2-3

Gezinnen die beroep doen op deze diensten willen de tijd die ze spenderen aan huishoudelijke arbeid verlagen. Maar ook deze tijdsbesparing in huishoudelijke arbeid blijkt geslachtsspecifiek. De Bruyn (1997) onderzocht het effect van de aanwezigheid van betaalde hulp in het huishouden en stelt vast dat de verlaging in huishoudelijke arbeid sterker is voor mannen dan voor vrouwen. Hij besluit dat hoewel men er van kan uitgaan dat het aantrekken van betaalde hulp tot doel heeft het huishoudelijke takenpakket van vrouwen te verlichten, het vooral de mannen zijn die het meest profiteren van de situatie. Het aantrekken van betaalde hulp werkt een ongelijkere verdeling van de huishoudelijke arbeid in de hand. Factoren op macroniveau zouden ook een invloed kunnen hebben op de verdeling van de huishoudelijke taken. De basisgedachte hier is dat in samenlevingen waar een sterke economische en politieke gelijkheid tussen mannen en vrouwen wordt afgedwongen, er een gelijkwaardig patroon terug te vinden is in de huishoudelijke omgeving. Het gaat hier meer bepaald om maatregelen zoals het toekennen van ouderschapsverlof, een progressief belastingssysteem, een uitgebreid kinderopvangsysteem en flexibele werktijden. In Zweden, waar deze maatregelen van kracht zijn, is de verdeling van huishoudelijke taken meer egalitair dan in de Verenigde Staten (Baxter, 1997). De gestelde hypothese kan hiermee echter niet voldoende onderbouwd worden, omdat er wellicht nog andere intermediërende factoren een rol spelen. Samengevat kan men stellen dat mannen meer in het huishouden participeren indien ze meer de gelijkheidsgedachte nastreven, ze jonger en hoger opgeleid zijn en een hogere functie hebben in hun professionele leven. Getrouwde mannen, en mannen die buitenshuis meer werken, helpen minder mee in het huishouden. De meest egalitaire verdeling van huishoudelijke taken komt voor in huishoudens zonder kinderen waar beide partners werken, de vrouw een significant aandeel in het gezamenlijk inkomen verdient en waar beide partners positief staan tegenover gelijke geslachtrollen. 2.2. De verdeling van het soort huishoudelijke taken Zoals in bovenstaande paragraaf aangetoond werd, is er veelvuldig studiewerk verricht naar de verdeling van de tijd die partners aan huishoudelijke arbeid besteden. Maar niet alleen de tijdsverdeling is gender-specifiek opgedeeld, ook het soort taken dat men opneemt verschilt. Bepaalde taken worden systematisch opgenomen door vrouwen, terwijl andere taken eerder door mannen gedaan worden. Vrouwen nemen systematisch meer binnenhuisactiviteiten op zich, zoals koken, schoonmaken, wassen, strijken en de verzorging van de kinderen. Deze 'vrouwelijke' taken worden gekenmerkt door een repetitief en routinematig karakter. Het zijn taken die dagelijks dienen vervuld te worden en weinig creativiteit toelaten. De huishoudelijke taken die veeleer buitenshuis gebeuren zoals gras maaien, onderhoudsen renovatiewerken aan het huis en het onderhoud van de wagen, vallen vaker onder de verantwoordelijkheid van mannen en kunnen als 'mannelijke' taken beschouwd


243

worden. Het zijn taken die met tussenpozen gebeuren, gepland kunnen worden en veeleer plaatsvinden in het weekend. Ze laten meer creativiteit toe en houden vaak een vrijetijdselement in zich. Noonan (2001) vat de tweedeling tussen mannelijke en vrouwelijke taken samen onder de termen 'flexible -infrequent' en 'inflexible -frequent'. Er zijn ook 'neutrale taken': taken die door beide seksen worden uitgevoerd. Het gaat hier om afwassen, boodschappen doen en rekeningen betalen (Baxter, Western 1998). Koelet (2001) stelt dat de theorievorming over het soort taken dat mannen en vrouwen uitvoeren nog beperkt is. Ook het onderzoeksmateriaal op dit vlak is veel minder uitgebreid dan dat over de verdelingskwestie. In dit artikel richten we onze aandacht niet op de totale hoeveelheid tijd die door mannen en vrouwen aan het huishouden gespendeerd wordt. Zoals verder duidelijk zal worden, is de Panelstudie van Belg ische Huishoudens (PSBH) geen geschikte database om dat soort analyses op te doen. We willen ons daarentegen concentreren op takenpakketten die mensen op zich nemen en op hoe deze takenpakketten er uitzien bij mannen en vrouwen. Het doel van onze analyse is dan ook om te komen tot meer inzicht in takenpakketten (uitgedrukt in soorten verdelingen), veel meer dan op het vlak van taakbelasting (uitgedrukt in uren). We zullen daarbij exploratief te werk gaan en niet vertrekken van de gender-inkleuring van de taken zelf, zoals die in andere typologieën naar voor komen (Baxter 2000; Noonan 2001). We kiezen bewust voor aparte analyses voor mannen en vrouwen (zie verder) om op die manier te komen tot een vergelijking van takenpakketten die voornamelijk door mannen of door vrouwen uitgevoerd worden. Nadien confronteren we deze pakketten met de in andere onderzoeken teruggevonden typeringen. 2.3. De verdeling van de huishoudelijke arbeid, longitudinaal bekeken Longitudinaal onderzoek toont aan dat er over de tijd niet zoveel evolueert. Baxter en Western (1998) stellen dat er geen verschuiving is in de geslachtsgebonden verdeling van de huishoudelijke taken. De categorieën 'mannelijke' en 'vrouwelijke' huishoudelijke taken blijken solide indelingen te zijn. Wel constateren zij een kleine toename in de tijd die mannen besteden in het huishouden, terwijl er geen afname is in de tijd die vrouwen besteden aan het huishouden. Bianchi (2000) stelt dezelfde trend vast, al me rkt zij wel op dat deze trend bij de mannen afgevlakt is in de loop van de jaren negentig. Baxter (1997) argumenteert dat bij het onderzoek van genderovergangen van bepaalde taken het beter is de binnenhuislijke taken te beschouwen dan de buitenhuislijke. Huishoudelijke taken die buitenshuis gebeuren (zoals onderhoud van de tuin en de woning) zijn te afhankelijk van het seizoen en van de eigenaarstatus van de woning. Pleck en Staines (1985) stellen vast dat de laatste decennia de inbreng van mannen in huishoudelijke taken gestegen is met 20 tot 30 percent ten opzichte van vrouwen. Dit is volgens hen niet zozeer te wijten aan het feit dat mannen in absolute cijfers meer tijd spenderen aan het huishouden, dan wel aan de daling van de absolute tijd die vrouwen spenderen aan het huishouden, waardoor het aandeel van de mannen proportioneel stijgt. De absolute daling van de tijdsbesteding aan het huishouden zou

244


- Volume 24 - Nr. 2-3

er op kunnen wijzen dat huishoudelijke arbeid, voornamelijk bij tweeverdieners, wordt uitbesteed (zie ook: Gershuny, Robinson 1988).


3.

245

M ETHODE

Voor de analyse wordt gebruik gemaakt van de Panelstudie van Belgische Huishoudens (PSBH). Deze panelstudie ging van start in 1990 als een project in het 'Impulsprogramma voor Maatschappelijk Onderzoek' van het federale Ministerie voor Wetenschapsbeleid. Het project leidde tot de opbouw van een longitudinaal gegevensbestand, gebaseerd op een steekproef die representatief is voor analyses zowel op niveau van het huishouden als op het niveau van het individu. Hierbij komt een brede waaier van sociaal-economische en gezinssociologische thema's aan bod: demografie, samenstelling van het huishouden, opvoeding, beroepsactiviteit, tewerkstelling, inko men, toelagen, uitgaven, welvaart, gezondheid, sociale participatie, tijdsbesteding, waarden, relaties, rolpatronen, huisvesting, migratie en mobiliteit. De eerste bevraging van de huishoudens vond plaats in de lente van 1992, de laatste (elfde) ronde werd afgerond in 2002. In elke golf wordt bij dezelfde huishoudens informatie bevraagd via verschillende vragenlijsten. Ten eerste is er het contactenblad dat informatie bevat over de samenstelling en grootte van het huishouden en de aard van de, al dan niet familiale, band tussen de gezinsleden. Daarnaast wordt per huishouden één huishoudenlijst voorgelegd die algemene informatie bevraagt over de toestand van de woning en de financiële situatie van het gezin. Voor elk kind onder de 16 jaar wordt een kindlijst ingevuld door één van de ouders of een andere volwassene in het gezin. Elke volwassene, ouder dan 16 jaar, wordt bevraagd via de volwassenenlijst. Informatie over uitgevoerde huishoudelijke taken is terug te vinden in de volwassenenlijst. Elke volwassene die op het moment van bevraging samenwoont met een partner of echtgenoot, dient aan te geven hoe vaak zij voor deze taken instaan (nooit, zelden, dikwijls of altijd). Deze vraagstelling houdt zijn beperkingen in voor de interpretatie van de analyse. Het gaat immers niet om een concrete meting in uren maar om een inschatting van regelmaat. Wanneer een bepaalde taak door beide partners wordt uitgevoerd kan het bijgevolg lijken alsof het aandeel van beiden in het uitvoeren van die bepaalde taak evenredig is, terwijl dit niet noodzakelijk het geval is. Shelton en John (1996) stellen bovendien dat partners hun eigen aandeel in de huishoudelijke taken overschatten, terwijl ze het aandeel van de partners onderschatten. Zij stellen voor om analyses steeds uit te voeren op gecorrigeerde schattingen die rekening houden met de antwoorden van beide partners. Door de vraagstelling die in de PSBH gehanteerd wordt, is het echter niet mogelijk zulk een correctie door te voeren. In het analysegedeelte van dit artikel worden de eerste acht golven opgenomen. Dit stemt overeen met de jaartallen van 1992 tot en met 1999. Doordat de vraag naar de verdeling van de huishoudelijke taken enkel werd gesteld aan personen die samenwonen met een partner, is de onderzoekspopulatie beperkt tot individuen die gedurende de acht golven steeds hebben samengeleefd met een partner. Het is hierbij evenwel niet noodzakelijk dat de respondenten gedurende acht jaar met dezelfde persoon samenwonen. Het panelkarakter van de data stelt ons in staat om het

246


- Volume 24 - Nr. 2-3

takenpakket van een individu en de transities die in de samenstelling van dat pakket voorkomen, te volgen over acht opeenvolgende jaren.


4.

247

ANALYSE EN RESULTATEN

De analyse bestaat uit twee delen. In het eerste deel wordt gezocht naar een typologie voor het onderscheid in takenpakketten bij mannen en vrouwen. Hiervoor wordt gebruik gemaakt van wat door Magidson en Vermunt (2002) beschreven wordt als een categoriale factoranalyse, een techniek gebaseerd op latente klassenanalyse. Het spreekt voor zich dat, vermits we hier te doen hebben met een exploratief aspect in de analyse, de bestaande literatuur - vertrekkend vanuit de man/vrouwopdeling - de voornaamste bron is om de gevonden verschillen te interpreteren. Zoals eerder gezegd, wordt de analyse steeds afzonderlijk voor mannen en vrouwen uitgevoerd. Met deze keuze willen we vermijden dat de culturele determinatie van bepaalde taken een doorslaggevende rol speelt bij de analyse. Zo heeft onderzoek bijvoorbeeld veelvuldig aangetoond dat 'strijken' doorgaans door vrouwen wordt gedaan en bijgevolg historisch als een 'vrouwelijke taak' omschreven kan worden. Wanneer we alle dergelijke 'vrouwelijke' taken samenbrengen, komen we uit bij wat we zouden kunnen omschrijven als een 'vrouwelijk takenpakket'. Hoewel te verwachten valt dat onze analyse zal aantonen dat bepaalde takenpakketten zowel door mannen als door vrouwen gedaan worden en dat bepaalde pakketten meer door vrouwen dan door mannen gedaan worden (of omgekeerd), willen we in de analyse daar niet automatisch van vertrekken. Het voordeel van een aparte analyse is immers dat (semantische) verschillen tussen mannen en vrouwen in de betekenis van de taken in een bepaald pakket duidelijk kunnen worden. In het tweede deel van de analyse (zie verder) wordt dan gekeken in welke mate deze latente takenpakketten stabiel blijven over de tijd en of mensen transities maken tussen deze verdelingen. Er werd om praktisch-methodologische redenen gekozen om mannen en vrouwen apart te analyseren. Enerzijds werd zo het aantal nul-cellen beperkt, anderzijds werden de bestaande onevenwichten niet mee opgenomen in de modellering. 4.1. De verdeling van huishoudelijke arbeid in 1992 en 1999 Het doel van de eerste fase van de analyse is om te komen tot een inzicht in welke taken mensen in het huishouden uitvoeren. Met andere woorden wordt er gezocht naar latente constructen van takenpakketten die mannen en vrouwen in het huishouden op zich nemen (in tegenstelling tot veel ander onderzoek dat voornamelijk typologieën van koppels maakt). De PSBH-vragenlijst vraagt aan de respondenten om aan te geven of zij een bepaalde huishoudelijke taak nooit, zelden, dikwijls of altijd uitvoeren in hun gezin. Er worden in totaal negen huishoudelijke taken voorgelegd: poetsen en schoonmaken, boodschappen doen, dagelijks koken, wassen en strijken, tuinwerk en klusjes, administratie doen, beheer van de dagelijkse uitgaven, het regelen van bankoperaties en de organisatie van het sparen. Om de latente dimensies te schatten wordt Latent

248


- Volume 24 - Nr. 2-3

Gold gebruikt (Vermunt, Magidson 2000). Daarbij werd gebruik gemaakt van Latente Klassen Factoranalyse (Magidson, Vermunt 2003). Het nadeel van dit programma is dat het geen selectie-algoritme bevat dat op een eenvoudige manier een exploratieve analyse van de data kan uitvoeren. Om die reden werd in eerste instantie, met behulp van SAS, een factoranalyse uitgevoerd op de originele data. Dat leverde voor zowel de mannen als de vrouwen een twee-factor oplossing op, waarbij telkens drie items op één van beide factoren laadden en drie items uit de analyse verdwenen. Het ging daarbij om 'boodschappen doen', 'tuinwerk' en 'beheer van de dagelijkse uitgaven'. Omdat de resultaten consistent waren bij mannen én vrouwen, werd beslist om de latente klassenanalyse uit te voeren zonder deze items. De overblijvende items werden gedichotomiseerd om aldus het aantal (lege) cellen in de analyse te reduceren en schattingsproblemen te beperken (2). De complete latente klassenanalyse werd uitgevoerd voor golf één en golf acht. Het doel van deze analyse was het inhoudelijk samenbrengen van taken in latente takenpakketten. Zonder hierbij reeds een longitudinale analyse te willen uitvoeren, werd toch de eerste en de laatste golf gebruikt om na te gaan of de latente constructen dezelfde inhoud zouden aanhouden in de periode die onderzocht wordt. Er werd gestart met een één-factoroplossing met drie categorieën. Deze oplossing was niet optimaal en na het uittesten van diverse alternatieve modellen kwam een tweefactormodel met telkens twee klassen als meest optimaal model naar voor. Dit zowel voor de eerste als voor de achtste golf én zowel bij mannen als vrouwen (zie Tabel 2). Als we de bèta's (factorladingen) bekijken, zien we dat zowel bij de mannen als bij de vrouwen de bankzaken, de administratie en het sparen discrimineren op de eerste dimensie en het poetsen, koken en wassen op de tweede dimensie. Men zou de analyse eenvoudig kunnen samenvatten als hoog of laag scoren op 'administratieve' taken (administratie, bankzaken en sparen) en hoog of laag scoren op 'onderhoudsen huishoud' taken (poetsen, koken en wassen).


Tabel 1.

Latente klassenoutput van huishoudelijke taken (Golf 1 en Golf 8, PSBH) Golf 1 (1992) Factor1

Koken Wassen Admin

Wassen Admin

Niv 0

Niv 1

Niv 0

Niv 1

Omvang factor niveau

0.301

0.699

0.848

0.152

0.334

0.666

0.853

0.147

Zelden of nooit

0.780

0.644

0.829

0.027

0.833

0.739

0.840

0.221

Vaak of altijd

0.221

0.356

0.171

0.973

0.167

0.261

0.160

0.780

Zelden of nooit

0.786

0.807

0.852

0.354

0.817

0.790

0.851

0.332

Vaak of altijd

0.214

0.193

0.148

0.646

0.183

0.210

0.149

0.668

Zelden of nooit

0.990

0.977

0.989

0.722

0.984

0.967

0.984

0.676

Vaak of altijd

0.010

0.023

0.011

0.278

0.016

0.033

0.016

0.324

Zelden of nooit

0.807

0.092

0.231

0.271

0.863

0.055

0.228

0.160

Vaak of altijd

0.193

0.908

0.769

0.729

0.138

0.945

0.773

0.840

0.965

0.031

0.209

0.148

0.963

0.021

0.212

0.075

Vaak of altijd

0.035

0.969

0.792

0.852

0.037

0.980

0.788

0.925

Zelden of nooit

0.818

0.077

0.222

0.194

0.922

0.073

0.328

0.150

Vaak of altijd

0.182

0.923

0.778

0.806

0.078

0.927

0.672

0.851

Factor2

Factor1

Factor2

Niv 0

Niv 1

Niv 0

Niv 1

Niv 0

Niv 1

Niv 0

Niv 1

Omvang factor niveau

0.405

0.595

0.036

0.964

0.429

0.572

0.061

0.939

Zelden of nooit

0.051

0.041

0.678

0.039

0.064

0.075

0.881

0.053

Vaak of altijd

0.949

0.959

0.322

0.961

0.936

0.925

0.119

0.947

Zelden of nooit

0.027

0.04

0.862

0.028

0.065

0.056

0.496

0.050

Vaak of altijd

0.973

0.96

0.139

0.972

0.935

0.944

0.504

0.950

Zelden of nooit

0.016

0.012

0.706

0.011

0.017

0.008

0.598

0.008

Vaak of altijd

0.985

0.988

0.294

0.989

0.983

0.992

0.402

0.992

Zelden of nooit

0.930

0.201

0.601

0.554

0.937

0.136

0.638

0.516

Vaak of altijd

0.070

0.800

0.399

0.446

0.064

0.864

0.362

0.484

0.904

0.046

0.296

0.288

0.933

0.036

0.666

0.299

Vaak of altijd

0.096

0.955

0.704

0.712

0.067

0.965

0.335

0.701

Zelden of nooit

0.744

0.044

0.510

0.188

0.779

0.060

0.533

0.247

Vaak of altijd

0.256

0.957

0.490

0.812

0.221

0.940

0.467

0.753

Bankzaken Zelden of nooit Sparen

Factor2

Niv 1

Vrouwen

Koken

Factor1

Niv 0

Factor1

Poetsen

Factor2

Niv 1

Bankzaken Zelden of nooit Sparen

Golf 8 (1999)

Niv 0

Mannen

Poetsen

249

Wanneer we echter de latente klassenoutput in meer detail bekijken, kunnen we zien dat deze uitleg te simplistisch is. De twee factoren geven inderdaad vier latente statussen die administratieve en onderhoudstaken van elkaar onderscheiden. Als we echter de conditionele probabiliteiten in Tabel 1 bekijken, zien we dat de uiteinden

250


- Volume 24 - Nr. 2-3

van de factoren een complexere inhoud hebben dan het al dan niet uitvoeren van deze twee typen van taken. Zo zien we bij de mannen dat de eerste categorie van de eerste factor, respondenten bevat die géén administratieve taken uitvoeren maar ook geen onderhoudstaken. De tweede categorie van deze factor bevat mannen die wel taken zoals administratie of bankzaken uitvoeren maar daarnaast geen andere taken. Dit profiel sluit sterk aan bij de eerste categorie van de tweede factor. Ook al is dit inhoudelijk een andere dimensie, de inhoud van deze dimensie lijkt in sterke mate een voortzetting van de hoogste categorie van de eerste factor. Zo voeren mannen in deze eerste categorie ook alleen administratieve taken uit. Beide profielen lijken zeer sterk op elkaar. Het enige verschil tussen beiden is dat de tweede categorie van de eerste factor hogere conditionele probabiliteiten laat zien voor het uitvoeren van onderhoudstaken (bijvoorbeeld vaak of altijd poetsen: 0.356 in fac 1 ten opzichte van 0.171 in fac 2). We zouden de hoogste positie in de eerste factor daarom kunnen omschrijven als een semi-traditionele rol, terwijl we in de tweede factor de klassieke traditionele mannenrol terugvinden. De hoogste categorie van de tweede factor bevat mannen die beide typen taken in het huishouden uitvoeren. Dat kunnen we omschrijven als de progressieve mannenrol. Opvallend hierbij is wel dat zelfs in deze progressieve mannenrol, de conditionele probabiliteiten van het item 'wassen' wijzen op het niet uitvoeren van deze taak (0.722 voor zelden of nooit). Dat wijst er op dat deze taak in belangrijke mate (nog) niet door mannen uitgevoerd wordt, ook al zijn zij actief betrokken bij andere onderhoudstaken als het poetsen of het koken. Voor vrouwen kan een analoog beeld verwacht worden. Ook hier is de eerste factor meer dan het discrimineren van het al dan niet uitvoeren van onderhoudstaken en de tweede factor meer dan het al dan niet uitvoeren van administratieve taken. Een eerste opvallende vaststelling is bijvoorbeeld dat de eerste factor bij de vrouwen niet de factor is die niets doen van iets doen discrimineert. Dat vinden we terug in de tweede factor. In de eerste factor vinden we het onderscheid terug tussen de traditionele vrouwenrol waarbij de vrouw enkel en alleen taken als poetsen, wassen en koken uitvoert en de vrouw die àlle taken in het huishouden op zich neemt van poetsen tot en met de bankzaken. In de tweede factor vinden we het onderste segment terug. De eerste categorie van die tweede factor is de vrouw die niets doet in het huishouden. In tegenstelling tot haar mannelijke collega-nietsdoener, is 'niet helpen' bij de vrouw beperkt tot vijf van de zes items. Ook al helpt zij niet bij het poetsen, koken, wassen of de administratie en spaaroperaties, zij zal wél verantwoordelijk zijn voor de bankzaken. De tweede categorie van deze factor sluit aan bij wat we eerder de traditionele vrouwenrol noemden: het uitvoeren van onderhoudstaken. Al is duidelijk dat deze categorie een uitbreiding is van die traditionele rol. We kunnen zelfs spreken van een semi-progressieve rol omdat er duidelijk bovenop de onderhoudstaken nog admin istratieve taken bijgedaan worden, zoals de bankzaken (0.712) en het sparen (0.812). We zouden de resultaten schematisch als volgt kunnen voorstellen:


251

Figuur 1. Schematische voorstelling van de conditionele probabiliteiten van latente klassenanalyse van huishoudelijke taken

Mannen Doet niets

Semi-traditioneel

Traditioneel

Progressief

Vrouwen Progressief

Traditioneel

Doet niets

Semi-progressief

De rechterzijde van Tabel 1 geeft aan dat hetzelfde latente patroon ook in golf 8 teruggevonden wordt. De verhoudingen zijn licht gewijzigd maar de inhoud van de latente constructen is gelijk gebleven. Het testen van deze latente structuur in alle acht golven leverde telkens een acceptabel model op, zowel voor de mannen als voor de vrouwen (zie Tabel 2). Hierbij gaat het niet om een longitudinale aanpak maar om het cross-sectioneel testen van hetzelfde model. De vier takenpakketten die uit de analyse naar voor komen leren dat het uitvoeren van administratieve taken vaker thuishoort in een takenpakket dat door mannen uitgevoerd wordt. De onderhoudstaken scoren systematisch hoger bij de vrouwen. Het soort taken mag echter wel aansluiten bij wat in de literatuur vaak beschreven werd, de samenstelling van een individueel takenpakket levert een interessante nuance daarbij. Het is immers niet zo dat taken mooi clusteren in 'mannelijke' en 'vrouwelijke' takenpakketten. Uit Figuur 1 blijkt dat min of meer op te gaan voor de takenpakketten die we tot de traditionele mannen- en vrouwenrol gerekend hebben. Voornamelijk mannen hangen nog heel sterk in dit traditionele patroon vast, omdat de semi -traditionele rol niet fundamenteel verschilt van de traditionele rol. Bij vrouwen zien we de rol-nuance optreden aan de progressieve zijde. Daar verschillende de semi -progressieve en de progressieve rol slechts minimaal van elkaar. Dit wijst er op dat vrouwen in vergelijking met mannen een veel uitgebreider pakket huishoudelijk werk op zich nemen dan de mannen. Dit resultaat wordt versterkt door de grotere omvang van de groep mannen die niets uitvoert ten opzichte van vrouwen. Vrouwen die in het huishouden geen taken op zich nemen, zijn uitermate zeldzaam terwijl mannen zich vaker van het huishoudelijke werk kunnen onttrekken (zie verder). Het voorkomen van de latente klasse 'niets doen' bij mannen en vrouwen kan niet volledig

252


- Volume 24 - Nr. 2-3

van de latente klasse 'niets doen' bij mannen en vrouwen kan niet volledig verklaard worden door het uitbesteden van huishoudelijke taken (bijvoorbeeld een poetshulp of een strijkdienst). Indien dat het geval zou zijn, zouden de verhoudingen tussen beide latente klassen niet zo sterk uiteen mogen lopen. Enige verschillen zijn te verklaren door meetfouten of door de sociale onwenselijkheid van het niets -doen in het huishouden (wat mogelijk meer van invloed kan zijn bij vrouwelijke respondenten dan bij de mannelijke). We moeten bijgevolg besluiten dat de onevenwichten, alle media-aandacht over 'nieuwe mannen' ten spijt, zowel in 1992 als in 1998 zeer scheef verdeeld zijn. Tabel 2.

Model evaluatie van latente klassenanalyses voor acht golven en zes huishoudelijke taken

Mannen

L² (or LL)

BIC

df (or Npar)

p-waarde

Golf1 (1992)

2-Factor

53.6466

-239.01

42

0.11

Golf2

2-Factor

36.2740

-255.82

42

0.72

Golf3

2-Factor

36.8239

-256.46

42

0.70

Golf4

2-Factor

40.8647

-252.76

42

0.52

Golf5

2-Factor

30.2975

-263.22

42

0.91

Golf6

2-Factor

33.0042

-259.92

42

0.84

Golf7

2-Factor

34.4217

-258.66

42

0.79

Golf8 (1999)

2-Factor

38.6770

-254.21

42

0.62

L² (or LL)

BIC

df (or Npar)

p- waarde

Vrouwen Golf1 (1992)

2-Factor

45.6189

-248.85

42

0.32

Golf2

2-Factor

57.4067

-236.65

42

0.06

Golf3

2-Factor

41.8019

-252.67

42

0.48

Golf4

2-Factor

48.3243

-246.49

42

0.23

Golf5

2-Factor

43.4023

-251.60

42

0.41

Golf6

2-Factor

34.6055

-260.39

42

0.79

Golf7

2-Factor

45.6715

-249.25

42

0.32

Golf8 (1999)

2-Factor

42.0917

-252.68

42

0.47


253

4.2. Transities in de verdeling van huishoudelijke arbeid De voorgaande analyse toont aan dat de verdeling van huishoudelijke taken bij mannen en vrouwen bijgevolg een stabiele latente dimensie is. Stabiel in de zin dat steeds dezelfde latente klassen teruggevonden worden. Dat betekent echter niet dat op individueel niveau het takenpakket stabiel blijft. In het tweede deel van onze analyse zoeken we een antwoord op de vraag in welke mate het op zich nemen van takenpakketten over de tijd aan verandering onderhevig is. Klassiek worden hierbij de marg inale distributies op twee tijdstippen in beschouwing genomen. Op basis van mogelijke verschillen worden dan besluiten genomen met betrekking tot gedragswijzigingen bij mannen en vrouwen inzake het uitvoeren van bepaalde huishoudelijke taken. Hierbij wordt voorbij gegaan aan de mogelijkheid dat het verdelingspatroon in huishoudelijke taken op bepaalde belangrijke momenten in het gezinsleven een tijdelijke wijziging ondergaat. Het is bijvoorbeeld best mogelijk dat jonge mannen heden ten dage meer huishoudelijke taken opnemen dan pakweg twintig jaar geleden, maar dat eens deze mannen aan gezinsuitbreiding en carrières beginnen zij opnieuw vervallen in 'klassieke' verdelingspatronen (Mortelmans e.a., 2002). De latente klassen factoranalyse (en in case het softwarepakket Latent Gold) die gebruikt werd om de takenpakketten te construeren is enkel in staat om statische typologieën te maken. Om de verschuivingen in de tijd van de latente constructen te kunnen volgen, maken we gebruik van latente transitieanalyse (LTA) (Collins, Flaherty 2002; Collins e.a. 2000). Deze techniek is een uitbreiding van het klassieke latente klassenmodel (Hagenaars, McCutcheon 2002; McCutcheon 1987), waarbij verschuivingen tussen de latente statussen bestudeerd worden. Dit biedt de mogelijkheid na te gaan in welke mate mensen van gedrag veranderen gedurende de bestudeerde periode (3). Het voornaamste voordeel is echter dat de verschillen doorheen de tijd, duidelijk naar voor komen, ook als deze verschillen in verhouding zeer beperkt zijn. Om de transities van takenpakketten te bestuderen maken we gebruik van het softwarepakket WinLTA. In tegenstelling tot Latent Gold is dit pakket echter niet in staat te werken met meerdere factoren. Het programma laat enkel toe om de transitie over latente klassen van één enkele factor over de tijd te volgen. Noodgedwongen werd dan geopteerd voor een analyse met één factor bestaande uit vier latente klassen (latente statussen genaamd in WinLTA (Collins e.a., 2002). Dit is uiteraard een serieuze aanpassing van de eerder gevalideerde modellen, maar het is de enige mogelijkheid om de latente transitieanalyse uit te voeren. Er wordt dus een model geschat met vier latente statussen. Een ondersteuning van deze aanpak is terug te vinden in Tabel 5 (Bijlage 1). Ondanks het gebruik van slechts één factor vinden we in de vier latente klassen toch de eerder voorgestelde indeling 'niets, traditioneel, semi -traditioneel en progressief' voor de mannen en 'niets, traditioneel, semiprogressief en progressief' voor de vrouwen en dit voor zowel golf 1 als golf 8. Om in de analyse lokale maxima te vermijden en de schatters zo optimaal mogelijk te schatten, werd elk model met verscheidene startwaarden geschat. Alle modellen convergeerden voor een waarde <.0000001 zodat per schatting de resultaten betrouwbaar lijken. Er moest echter gebruik gemaakt worden van drie overlappende

254


- Volume 24 - Nr. 2-3

baar lijken. Er moest echter gebruik gemaakt worden van drie overlappende schattingen omdat de technische beperkingen van WinLTA niet toelaten meer dan vier golven te gebruiken. Ondanks de verschillen in antwoordpatronen, situeerden de waarden voor de verschillende schattingen zich in dezelfde orde van grootte. De exacte waarde van de proporties in de transitietabellen moet echter met omzichtigheid behandeld worden. De latente status met het minst aantal observaties, zijnde 'niets' bij de vrouwen, telt 78 observaties, wat toelaat te veronderstellen dat de schattingen redelijk betrouwbaar zijn. Het is duidelijk dat in dergelijke gevallen de schatters behoorlijk gevoelig zijn. Ondanks de noodzakelijke voorzichtigheid, menen we toch enkele conclusies te mogen trekken. Tabel 3.

Transities tussen de latente statussen voor opeenvolgende golven: mannen 1993

1994

Niets

Tradit. Semi-tradit. Progressief

0.904

0.055

0.000

0.041

Tradit.

0.051

0.780

0.170

Semi-tradit.

0.025

0.016

Progressief

0.009

0.055

1992 Niets

Niets

Tradit.

0.927

0.011

0.021

0.042

0.000

0.052

0.793

0.134

0.020

0.925

0.034

0.000

0.026

0.958

0.016

0.085

0.851

0.027

0.037

0.041

0.895

1993

1995 1994 Niets

Semi-tradit. Progressief

1996

0.967

0.000

0.015

0.018

0.962

0.026

0.000

0.012

Tradit.

0.000

0.823

0.156

0.020

1995

0.008

0.953

0.038

0.000

Semi-tradit.

0.010

0.004

0.977

0.009

0.008

0.037

0.946

0.009

Progressief

0.103

0.008

0.053

0.836

0.035

0.014

0.014

0.937

1997 1996 Niets

1998

0.945

0.000

0.000

0.055

0.918

0.054

0.009

0.019

Tradit.

0.068

0.841

0.057

0.033

0.004

0.851

0.112

0.033

Semi-tradit.

0.016

0.008

0.973

0.003

0.004

0.016

0.965

0.015

Progressief

0.000

0.0 28

0.000

0.972

0.032

0.015

0.005

0.948

0.965

0.000

0.011

0.024

Tradit.

0.110

0.771

0.118

0.000

Semi-tradit.

0.006

0.014

0.958

0.022

Progressief

0.017

0.000

0.000

0.983

1999 1998 Niets

1997


Tabel 4.

Transities tussen de latente statussen voor opeenvolgende golven: vrouwen 1993

1992

1994

Niets

Trad.

Semi-Prog

Progr.

Niets

Trad.

Semi-Prog

Progr.

Niets

0.770

0.081

0.000

0.149

Trad.

0.023

0.885

0.054

0.037

0.812

0.000

0.037

0.150

0.015

0.834

0.147

0.004

Semi-Prog

0.000

0.110

0.813

0.076

0.000

0.081

0.847

0.073

Progr.

0.041

0.004

0.000

0.954

0.017

0.000

0.051

0.933

0.956

0.008

0.036

0.000

1993

1995 1994

1996

Niets

0.843

0.099

0.000

0.058

1995

Trad.

0.000

0.989

0.000

0.011

0.000

0.919

0.079

0.003

Semi-Prog

0.008

0.000

0.888

0.104

0.000

0.054

0.872

0.074

Progr.

0.000

0.019

0.006

0.975

0.011

0.003

0.023

0.963

0.963

0.0 00

0.000

0.037

1997 1996

255

1998

Niets

0.913

0.033

0.000

0.054

1997

Trad.

0.000

0.899

0.089

0.012

0.033

0.877

0.051

0.038

Semi-Prog

0.000

0.142

0.798

0.060

0.026

0.052

0.829

0.093

Progr.

0.009

0.020

0.000

0.970

0.011

0.020

0.008

0.961

1999 1998

Niets

0.803

0.097

0.000

0.100

Trad.

0.010

0.850

0.079

0.062

Semi-Prog

0.042

0.090

0.798

0.069

Progr.

0.019

0.037

0.034

0.910

Algemeen kan gesteld worden dat de verdeling van de huishoudelijke taken voor mannen en vrouwen gedurende de jaren negentig vrij solide is. Per golf is de totale mobiliteit bij mannen en vrouwen immers nergens groter dan 15%. Uit de transitietabellen blijkt dat mannen minder mobiel zijn dan vrouwen, wat in de lijn ligt van de bestaande literatuur (Bergen 1991; Shelton, John 1993) die stelt dat het vooral vrouwen zijn die zich aanpassen aan wijzigende (familiale) omstandigheden. Bekijken we echter het aantal vrouwen en mannen dat van status verandert in het totaal dan blijkt dat zowel bij mannen als vrouwen ongeveer 12,5% van latente status veranderen, afhankelijk van de golf die we beschouwen. De categorie 'traditionele mannen' is het meest mobiel. Bekijken we die van naderbij dan blijkt er vooral een verschuiving van traditioneel naar semi -traditioneel plaats te

256


- Volume 24 - Nr. 2-3

vinden. Zoals eerder reeds gezegd zijn de verschillen tussen deze twee categorieën klein. De verschuiving kan wijzen op een iets grotere geneigdheid van de mannen om ook onderhoudstaken op zich te nemen. Dat het weinig waarschijnlijk is dat het om een meetfout gaat blijkt uit het feit dat 'semi-traditionele' mannen wél zeer immobiel zijn. Op het einde van de jaren negentig neemt het aandeel van de 'extreme' categorieën toe zowel bij mannen als bij vrouwen. In zekere zin is er dus sprake van polarisatie naar een zeer klein of een zeer groot aandeel in de huishoudelijke taken. Opvallend daarbij is het feit dat het percentage 'progressieve' mannen dat 'progressief' blijft doorheen de jaren negentig is gegroeid. Die 'progressieve' mannen die verschoven zijn van categorie komen bovendien grotendeels in de categorie 'niets' terecht. Dit doet vermoeden dat het in deze gevallen veelal gaat om grote wijzigingen in de gezinssituatie. Daar tegenover staat dat ook het aandeel van vrouwen die alle taken op zich nemen, in sterke mate is toegenomen. Voor deze schijnbare paradox kan dit onderzoek geen verklaring leveren, omdat hierbij paarsgewijze analyse noodzakelijk is. Een verkennende analyse van betaalde hulp en het al dan niet uitvoeren van betaalde arbeid naar 'niets doen' en geslacht bracht geen verduidelijking wegens te kleine aantallen. Dit is grotendeels te wijten aan het feit dat adequate analyses op het niveau van de observatie in WinLTA niet mogelijk zijn. Bij wijze van benadering werden daarom enkel -de veel kleinere groep- personen die nooit taken op zich nemen in het huishouden opgenomen in de analyse. Dit leverde echter geen aanvaardbare analyses op. Voor de vrouwen geldt ook dat een grote groep verschuivers van 'niets' naar 'progressief' gaat. Ook hier kan verondersteld worden dat een wijziging in de familiale situatie ten grondslag ligt aan deze verschuivingen. Veelbetekenend is het feit dat de omgekeerde beweging zich bijna niet voordoet. Het aantal vrouwen dat van 'alles doen' naar 'niets doen' evolueert is vrijwel onbestaande. De rest van de verschuivingen vinden vooral plaats tussen belendende categorieën. De grootste mobiliteit vinden we bij de vrouwen tussen traditioneel en semi -progressief en dit in beide richtingen. Vrouwen blijken in niet nader bepaalde omstandigheden een pakket administratieve taken erbij te nemen, maar evenzeer weer af te staan, daar waar zij onderhoudstaken nauwelijks uit handen kunnen (of willen) geven.

5.

B ESLUIT

In dit onderzoek weken we af van de traditionele analysemethode binnen het onderzoek naar huishoudelijke taken. In plaats van een analyse op koppelniveau te doen, kozen we voor een individuele benadering waarbij het persoonlijke takenpakket centraal staat. Die benadering heeft het nadeel dat we de verdelingskwestie van huishoudelijke taken niet kunnen bekijken en de machtsprocessen binnen het gezin die daarmee verband houden. Het voordeel van de gekozen benaderingswijze is dat we een zicht kunnen krijgen op hoe de persoonlijke bijdrage van iemand in een gezin verandert over de tijd. Ondanks de afwijkende invalshoek bevestigt de analyse toch enkele vaststellingen uit andere onderzoeken. Zo blijkt duidelijk dat ook eind jaren


257

vaststellingen uit andere onderzoeken. Zo blijkt duidelijk dat ook eind jaren negentig het huishouden nog steeds hoofdzakelijk het domein is van de vrouw en dat daarin de laatste tien jaar relatief weinig verandering is gekomen. De latente categorieën die we in de analyse terugvinden, tonen immers duidelijk aan dat zowel bij de mannen als bij de vrouwen het opnemen van huishoudelijk werk ligt tussen twee logische extre men: alles doen en niets doen in het gezin. Tussen beide extremen liggen zowel de traditionele mannenrol en de traditioneel vrouwelijke rol. De traditionele mannenrol omvat het opnemen van voornamelijk administratieve taken, de vrouwenrol krijgt de onderhoudstaken naar zich toegeschoven. Dat deze traditionele rollen niet langer de dominante, laat staan de enige rollen zijn, is niet nieuw. Belangrijk is wel om op te merken dat de afwijkingen van de traditionele rollen duidelijk meer in het nadeel zijn van de vrouwen dan van de mannen. Zo is de omvang van de groep 'niets'uitvoerders bij mannen meer dan dubbel zo groot dan bij de vrouwen (zie Tabel 5). Het omgekeerde zien we dan aan het andere uiterste waar er veel meer vrouwen een 'progressief' takenpakket (dat wil zeggen: 'alles-uitvoerders') uitvoeren dan de mannen. Bovendien omvat het 'progressieve' takenpakket bij de mannen niet de taak 'wassen' daar waar het 'progressieve' pakket bij de vrouwen wél alle taken omvat. Tot slot zien we ook dat de tussencategorieën anders liggen bij mannen en vrouwen. Om die reden kozen we bewust voor de termen semi-traditioneel bij de mannen en semiprogressief bij de vrouwen. 'Nieuwe' mannen die veel werk verrichten in het huishouden bestaan maar de resultaten van onze analyse tonen vooral aan dat er in veel gezinnen nog steeds een zware huishoudelijke taakbelasting op de schouders van de vrouwen ligt. Het opsplitsen van de analyse naar geslacht maakt duidelijk dat, hoewel er duidelijke parallellen te trekken zijn tussen het takenpakket van mannen en vrouwen, er evenzeer heel duidelijke verschillen op te tekenen zijn. De tweede onderzoeksvraag van dit artikel betrof de stabiliteitskwestie van de beschreven takenpakketten: in welke mate kunnen we in de takenpakketten die individuen uitvoeren evoluties of transities waarnemen? De resultaten van de latente transitieanalyse wijzen op het feit dat op individueel niveau in de loop van de onderzoeksperiode heel wat wijzigingen zijn voorgekomen. Opvallend daarbij is dat de meest significante wijzigingen vooral gedetecteerd worden bij de vrouwen. Hoewel de analyse geen betrekking heeft op koppels, kunnen we veronderstellen dat het voornamelijk vrouwen zijn die zich aanpassen aan wijzigende omstandigheden. De analyse die we in dit artikel presenteerden is slechts een eerste stap. We toonden aan dat op maatschappelijk niveau weinig verandering waar te nemen is, daar waar op individueel niveau wel duidelijk verschuivingen vast te stellen zijn. De huidige stand van de programmatuur (in casu WinLTA) stelt ons niet in staat om de latente transities te koppelen aan achtergrondkenmerken van de respondenten, noch om wijzigingen in de gezinsomgeving (bijvoorbeeld een verandering van werk of een reductie aan arbeidstijd) te relateren aan verschuivingen. Nochtans is die stap belangrijk in het begrijpen van de concrete gebeurtenissen, binnen of buiten het gezin, die verantwoordelijk zijn voor een wijziging in het individuele takenpakket. De ontwikkeling van de latente transitieanalyse en de toewijzing van individuen aan latente statussen zou dit in de toekomst mogelijk moeten maken.

258


- Volume 24 - Nr. 2-3

VOETNOTEN (1)

(2) (3)

Het exclusief focussen op deze bron van rijkdom heeft in de literatuur geleid tot een substroming die men vaak omschrijft als de economic dependency theorie. Daarbij ligt de nadruk exclusief op de machtsonevenwichten in een relatie als gevolg van een verschil in inkomen tussen beide partners. Het gebruik van vier antwoordmogelijkheden verantwoordt deze reductie. WinLTA kent enkele technische beperkingen die het gebruik bij meer dan drie golven sterk belemmeren. Het ontbreken van toereikende teststatistieken voor modelselectie maakt dat eerder de grootte-orde dan wel de exacte waarden in beschouwing werden genomen (Collins e.a. 2002).

B IBLIOGRAFIE Allen, S. & J. Hawkins (1999), 'Maternal gatekeeping: Mother's beliefs and behaviors that inhibit greater father involvement in family work', Journal of Marriage and The Family, 61(1), 199-212. Almeida, D. e.a. (1993), 'Wives' employment hours and spousal participation in fa mily work', Journal of Family Psychology, 7(2), 233-244. Aytac, I. (1990), 'Sharing household tasks in the United States and Sweden: a reassessment of Kohn's theory', Sociological Spectrum, 10(3), 357-371. Barnett, R. & G. Baruch (1987), 'Determinants of fathers' participation in family work', Journal of Marriage and the Family, 49(1), 29-40. Baxter, J. (1997), 'Gender equality and participation in housework: a cross-national perspective', Journal of Comparative Family Studies, 28(3), 220-247. Baxter, J. (2000), 'The joys and justice of housework', Sociology, 34(4), 609-651. Baxter, J. & M. Western (1998), 'Satisfaction with housework: examining the paradox', Sociology, 32(1), 101-120. Berardo, D. e.a. (1987), 'A residue of tradition: jobs, careers, and spouses' time in housework', Journal of Marriage and the Family, 49(2), 381-390. Bergen, E. (1991), 'The economic context of labour allocation', Journal of Family Issues, 12(2), 140-157. Berk, R. & S. Berk (1978), 'A simultaneous equation model for the division of household labour', Sociological Methods and Research, 6(4), 431-468. Bianchi, S.M. e.a. (2000), 'Is anyone doing the housework? Trends in the gender division of household labour', Social Forces, 49(2), 191-228. Blair, S. & D. Lichter (1991), 'Measuring the division of household labour: gender segregation of housework among American couples', Journal of Family Issues, 12(1), 91-113. Brayfield, A. (1992), 'Employment resources and housework in Canada', Journal of Marriage and The Family, 54(1), 19-30. Brines, J. (1993), 'Gender and Work', Rationality and Society, 5(3), 302-366.


259

Cohen, T.F. (1993), 'What do fathers provide? Reconsidering the economic and nurturant dimensions of men as parents', pp. 294 in Hood, J.C. (Ed.), Men, work, and family. London: Sage. Collins, L.M. & B.P. Flaherty (2002), 'Latent class models for longitudinal data.' pp. 287-303 in Hagenaars, J.A. & A.L. McCutcheon (Eds.), Applied latent class analysis. Cambridge: Cambridge University Press. Collins, L.M. e.a. (2000), 'Latent transition analysis as a way of testing models of stage-sequential change in longitudinal data', pp. 147-161 in Little, T.D., e.a. (Eds.), Modelling longitudinal and multilevel data. Practical issues, applied approaches, and specific examples. Mahway: Lawrence Erlbaum Associates. Collins, L.M. e.a. (2002), WinLTA User's guide. Version 3.0. Coltrane, S. (1989), 'Household labor and the routine production of gender', Social Problems, 36(5), 473-490. Coltrane, S. & M. Ishii-Kuntz (1992), 'Men's housework: a life course perspective', Journal of Marriage and the Family, 54(1), 43-57. De Bruyn, S. (1997), 'De verdeling van de huishoudelijke arbeid: introductie van een interactiemodel', PSW papers. De Luccie, M. (1995), 'Mothers as gatekeepers: A model of maternal mediators of father involvement', The Journal of Genetic Psychology, 156(1), 115-131. Demo, D. & A. Acock (1993), 'Family diversity and the division of domestic labor: how much have things really changed?', Family Relations, 42(3), 323-331. Deutsch, F. e.a. (1993), 'Husbands at home: predictors of paternal participation in childcare and housework', Journal of personality and social psychology, 65(6), 1154-1166. Elchardus, M. & P. Heyvaert (1992), 'Over de verdeling van het werk tussen seksen. Een onderzoeksnota', Tijdschrift voor Sociologie, 13(2), 263-293. Ferree, M. (1991), 'The gender division of labor in two-earner marriages: Dimensions of variability and change', Journal of Family Issues, 12(2), 158-180. Genevie, L. & E. Margolies (1987), The motherhood report. New York: MacMillan. Gershuny, J. & J.-P. Robinson (1988), 'Historical changes in the household division of labor.' Demography, 25(4), 537-552. Glorieux, I. e.a. (2002), Vlaanderen in uren en minuten. De tijdsbesteding van de Vlamingen in 480 tabellen. Brussel: VUB Press. Glorieux, I. & S. Koelet (2001), Patterns from the past. traditional gender roles in Flanders. Oslo: Paper presented at the IATUR Conference 'Time-Use 2000'. Greenstein, T. (1996), 'Husbands' participation in domestic labor: interactive effects of wives' and husbands gender ideologies', Journal of Marriage and The Family, 58(3), 585-595. Hagenaars, J.A. & A.L. McCutcheon (2002), Applied latent class analysis. Ca mbridge: Cambridge University Press. Hardesty, C. & J. Bokemeier (1989), 'Finding time and making do: distribution of household labor in nonmetropolitan marriages', Journal of Marriage and the Family, 51(1), 253-267. Hawkins, A. & T. Roberts (1992), 'Designing a primary intervention to help dualearner couples share housework and child care', Family Relations, 41, 169-177.

260


- Volume 24 - Nr. 2-3

Ishii-Kuntz, M. & S. Coltrane (1992), 'Predicting the sharing of household labor: Are parenting and household labor distinct?, Sociological Perspectives, 35(4), 629647. Jacobs, T. e.a. (1998), 'Over gezinsmodellen en modelgezinnen: welke arbeidsdeling na de periode van het kostwinnersgezin?' pp. 71-94 in Van Dongen W, e.a. (Eds.), Het kostwinnersgezin voorbij? Leuven: Garant. Kamo, Y. (1988), 'Determinants of household division of labor: resources, power, and ideology', Journal of Family Issues, 9(2), 177-200. Kamo, Y. (1991), 'A nonlinear effect of the number of children on the division of household labor', Social Perspectives, 34, 205-218. Koelet, S. (2001), Female/male Women: gender versus Sex in Household Work. Oslo, Norway: Paper presented for the IATUR conference 'Time Use 2001: New Regions, New Data, New Methods and New Results. Komter, A. (1989), 'Hidden power in marriage', Gender and Society, 3, 187-219. Magidson, J. & J. Vermunt (2002), 'Nontechnical introduction to latent class mo dels', Statistical Innovations White Paper, 1, 15. Magidson, J. & J. Vermunt (2003), 'Latent Class Models', pp. Te verschijnen, in Kaplan, D. (Ed.), Handbook for Quantitative Methodology. London: Sage. McAllister, I. (1990), 'Gender and the division of labor: employment and earnings variation in Australia', Work Occupation, 17, 79-99. McCutcheon, A.L. (1987), Latent class analysis. Newbury Park: Sage. Mortelmans, D. e.a. (2002), 'De transformatie van een man in een vader. De gevolgen van het eerste kind op het leven van een man.' Vaders in soorten. Tielt: Lannoo. Nickols, S. & E. Metzen (1982), 'Impact of wife's employment upon husband's housework', Journal of Family Issues, 3(1), 199-216. Noonan, M. (2001), 'The impact of Domestic Work on Men's and Women's Wages', Journal of Marriage and the Family, 63(4), 1134-1145. Palkovitz, R. (1984), 'Parental attitudes and fathers' interaction with their five-monthold infants', Developmental Psychology, 20, 1054-1060. Pleck, J. & G. Staines (1985), 'Work schedules and family life in two-earner couples', Journal of Family Issues, 6(1), 61-82. Presser, H. (1994), 'Employment schedules among dual-earner spouses and the division of household labor by gender', American Sociological Review, 59(3), 384364. Rexroat, C. & C. Shehan (1987), 'The family life cycle and spouses' time in housework', Journal of Marriage and the Family, 49(4), 737-750. Robinson, J. (1988), 'Who's doing the housework?', American Demographics, 10. Ross, C. (1987), 'The division of labor at home', Sociological Forces, 65. Shelton, B. & D. John (1993), 'Does marital status make a difference?', Journal of Family Issues, 14(3), 401-420. Shelton, B. & D. John (1996), 'The divis ion of household labor', Annual Review of Sociology, 22, 299-322. South, S. & G. Spitze (1994), 'Housework in marital and nonmarital households', American Sociological Review, 59(3), 327-347.


261

Spitze, G. & K.A. Loscocco (2000), 'The Labor of Sisyphus? Women's and Men's Reactions to Housework', Social Science Quarterly, 81(4), 1087-1100. Stafford, R. e.a. (1977), 'The division of labor among cohabiting and married couples', Journal of Marriage and the Family, 39(1), 43-57. van den Broeck, A. e.a. (1999), Naar andere tijden? Tijdsbesteding en tijdsordening in Nederland, 1975-1995. Den Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau. Vanherck, R. e.a. (1997), 'Combinatie gezinsarbeid-betaalde arbeid: arbeidsherverdeling als hefboom voor de verdeling van de huishoudelijke arbeid', pp. 191-202 in Van Hoof, K. (Ed.), Verslagboek van de arbeidsmarktonderzoekersdag. Leuven: Steunpunt Werkgelegenheid, arbeid en Vermunt, vorming. J.K. & J. Magidson (2000), Latent GOLD 2.0 User's Guide. Belmont, MA: Statistical Innovations Inc. Whiteside, M. (1998), 'The parental alliance following divorce: An overview', Journal of Marital and Family Therapy, 24(1), 3-24.

Bijlage 1 Tabel 5.

Probabiliteiten van personen die zeggen vaak of altijd in te staan voor de respectievelijke taak binnen latente status

Mannen (n=916) Poetsen Koken Wassen Administratie Bankzaken Sparen

Zelden of nooit Vaak of altijd Zelden of nooit Vaak of altijd Zelden of nooit Vaak of altijd Zelden of nooit Vaak of altijd Zelden of nooit Vaak of altijd Zelden of nooit Vaak of altijd

Vrouwen (n=975) Poetsen Koken Wassen Administratie Sparen Bankzaken

Zelden of nooit Vaak of altijd Zelden of nooit Vaak of altijd Zelden of nooit Vaak of altijd Zelden of nooit Vaak of altijd Zelden of nooit Vaak of altijd Zelden of nooit Vaak of altijd

Niets 0.208

Golf 1 (1992) Trad. Semi -Trad. 0.379 0.206

Progr. 0.207

Niets 0.244

Golf 8 (1999) Trad. Semi -Trad. 0.366 0.130

Progr. 0.260

0.768 0.232 0.741 0.259 0.970 0.030 0.935 0.065 0.888 0.112 1.000 0.000

0.762 0.238 0.992 0.008 0.989 0.011 0.023 0.977 0.011 0.989 0.000 1.000

0.837 0.163 1.000 0.000 0.985 0.015 0.348 0.652 0.417 0.583 0.425 0.575

0.403 0.597 0.200 0.800 0.812 0.188 0.094 0.906 0.098 0.902 0.054 0.946

0.790 0.210 0.780 0.220 0.950 0.050 0.975 0.025 0.971 0.029 0.990 0.010

0.918 0.082 0.986 0.014 0.984 0.016 0.025 0.975 0.039 0.961 0.001 0.999

0.827 0.173 0.808 0.192 1.000 0.000 0.421 0.579 0.590 0.410 0.548 0.452

0.438 0.562 0.471 0.529 0.821 0.179 0.052 0.948 0.073 0.927 0.051 0.949

Niets 0.079

Trad. 0.257

Semi -Prog 0.262

Progr. 0.403

Niets 0.086

Trad. 0.266

Semi -Prog 0.181

Progr. 0.466

0.565 0.435 0.587 0.413 0.346 0.654 0.389 0.611 0.313 0.687 0.283 0.717

0.033 0.967 0.029 0.971 0.013 0.987 0.990 0.010 0.895 0.105 0.959 0.041

0.000 1.000 0.016 0.984 0.000 1.000 0.723 0.277 0.234 0.766 0.436 0.564

0.019 0.981 0.007 0.993 0.006 0.994 0.038 0.962 0.032 0.968 0.016 0.984

0.786 0.214 0.495 0.505 0.437 0.563 0.501 0.499 0.433 0.567 0.478 0.522

0.052 0.948 0.072 0.928 0.007 0.993 0.958 0.042 0.974 0.026 0.970 0.030

0.014 0.986 0.009 0.991 0.010 0.990 0.886 0.114 0.222 0.778 0.556 0.444

0.050 0.950 0.048 0.952 0.010 0.990 0.017 0.983 0.057 0.943 0.019 0.981

EEN LONGITUDINALE KIJK OP DE GENDER- VERDELING VAN HUISHOUDELIJKE TAKEN

Recommend Documents