1 Einleitung

Homeoffice hat in Deutschland durch die Covid-19-Pandemie deutlich an Bedeutung gewonnen (Abendroth et al. 2022). Während 2019 weniger als 6 % aller Erwerbstätigen mindestens die Hälfte der Arbeitstage im Homeoffice verbrachten (Destatis o.J.a), arbeiteten während der Pandemie zwischenzeitlich 35 % der Beschäftigten ganz oder teilweise zu Hause (Schröder et al. 2020). Es zeichnet sich ab, dass der generelle Trend auch nach der Pandemie fortbesteht und viele Beschäftigte weiterhin Zugang zum Homeoffice haben (Demmelhuber et al. 2020; Grunau et al. 2020). Vor diesem Hintergrund erscheinen Fragen nach möglichen Folgen solch veränderter Arbeitsbedingungen zentral.

Dieser Beitrag konzentriert sich auf die Frage, ob es zu einer Veränderung der tatsächlichen Arbeitszeit kommt, wenn Beschäftigte Zugang zum Homeoffice erhalten. Arbeitszeit ist, neben dem Erwerbseinkommen, eine zentrale Dimension geschlechtsspezifischer Arbeitsmarktungleichheiten. Frauen in Deutschland arbeiten im Durchschnitt deutlich weniger Stunden als Männer und deutlich häufiger in Teilzeit. Zugleich sind Geschlechterunterschiede beim Umfang der Erwerbsbeteiligung und von Überstunden eine zentrale Ursache für das Lohngefälle zwischen Männern und Frauen (Cortés und Pan 2019; Goldin 2014), das insbesondere in Deutschland im internationalen Vergleich relativ hoch ist (Schmieder und Wrohlich 2021).

Umgekehrt können hohe Arbeitszeiten und Überstunden negative Folgen für das Wohlbefinden mit sich bringen, die psychische und physische Gesundheit beeinträchtigen (Kleiner et al. 2015) und sich negativ auf die Vereinbarkeit von Beruf und Familie auswirken (Schiller et al. 2018; Bakker und Geurts 2004; Yang et al. 2021; Eby et al. 2005; Fein und Skinner 2015), was vor allem für Beschäftigte mit Sorgeverantwortung, in aller Regel Frauen oder Mütter, zu einer erheblichen Doppelbelastung führen kann. Der Zugang zum Homeoffice ist dabei sehr interessant, weil er einerseits die Vereinbarkeit von Beruf und Familie erleichtert, andererseits aber auch zu einer erhöhten Belastung und einer „Entgrenzung der Arbeit“ führen kann (Lott und Ahlers 2021).

Die vorliegende Studie trägt in zweifacher Hinsicht zum Forschungsstand bei. Erstens untersucht sie im Gegensatz zu den meisten Studien, die sich auf die Folgen der Nutzung von Homeoffice für die Arbeitszeiten von Beschäftigten beschränken (z. B. Abendroth 2022; Abendroth und Reimann 2018; Arntz et al. 2022; Nijp et al. 2016; Pabilonia und Vernon 2022; Glass und Noonan 2016; Kelliher und Anderson 2010; Avgoustaki und Bessa 2019), den Zugang zum Homeoffice und damit den sozialen Tausch zwischen Beschäftigten und Arbeitgebern, bei dem der Zugang zum Homeoffice gewährt wird, aber Beschäftigte nicht zwangsläufig zu Hause arbeiten. Auch für Deutschland wurde in erster Linie die Nutzung von Homeoffice oder flexiblen Arbeitsarrangements untersucht, nicht aber ihr Zugang (z. B.; Lott 2019, Lott 60,61,a, b; Lott und Abendroth 2022; Lott und Chung 2016). Zugang zum Homeoffice wurde bisher vor allem in Hinblick auf Jobcommitment und Produktivität untersucht (für einen Forschungsüberblick siehe Kelliher und de Menezes 2019), aber nicht für Erwerbsarbeitszeiten. Eine Ausnahme sind Chung und van der Horst (2018, 2020), die in ihren Analysen britischer Daten zu dem Ergebnis kommen, dass der Zugang zum Homeoffice keine Auswirkungen auf die Überstunden von Frauen und Männern hat und Mütter eher in Vollzeit beschäftigt bleiben, wenn sie zu Hause arbeiten können.

Zweitens verwendet die vorliegende Studie umfassende Längsschnittanalysen des Partnerschafts- und Familienpanels (pairfam), die die Selbstselektion von Beschäftigten berücksichtigt. Präferenzen für hohe oder niedrige Arbeitszeiten und deren vorangegangene Entwicklung selbst könnten dazu führen, dass Beschäftigte bestimmte Berufe oder betriebliche Positionen wählen, die Zugang zum Homeoffice ermöglichen oder eben nicht. Dies könnte insbesondere für Frauen relevant sein, die nach der Familiengründung mitunter in statusniedrigere Jobs oder Berufe wechseln, die kürzere Arbeitszeiten ermöglichen (Budig und England 2001; Gangl und Ziefle 2009; Busch-Heizmann 2015), gleichzeitig aber seltener Zugang zum Homeoffice bieten (Felstead et al. 2002). Der überwiegende Teil der Studien (z. B. Abendroth und Diewald 2019; Abendroth und Reimann 2018; Avgoustaki und Bessa 2019; Lott 2019; Lott und Abendroth 2022; Pabilonia und Vernon 2022) zu den Folgen von Homeoffice für die Beschäftigten nutzt jedoch querschnittliche Daten und berücksichtigt diese Form der Selbstselektion von Beschäftigten damit nicht.

2 Der deutsche Kontext

Ein Großteil der Väter in Deutschland arbeitet in Vollzeit, während dies für Mütter eher die Ausnahme darstellt. Im Jahr 2019 gingen 93 % aller Väter mit Kindern unter sechs Jahren einer Vollzeittätigkeit nach, bei den Müttern waren es 27 % (Destatis o.J.b). In Deutschland, vor allem in den westlichen Bundesländern, ist das männliche Ernährermodell mit Frauen als Hauptbetreuerinnen nach wie vor dominant (Cooke 2006; Trappe et al. 2015; Klünder und Meier-Gräwe 2018). Obwohl viele Reformen in Deutschland in den letzten zwei Jahrzehnten darauf abzielten, die Erwerbsbeteiligung von Frauen zu erhöhen, bestehen nach wie vor Widersprüche bei den politischen Maßnahmen, die teilweise das männliche Ernährermodell fördern (Trappe et al. 2015). So zielt das Elterngeld mit den zwei Partnermonaten darauf ab, dass Väter mehr Sorgearbeit übernehmen, während gleichzeitig das Ehegattensplitting mit Steuerklassenkombination III/V traditionelle Geschlechterarrangements bevorteilt. Darüber hinaus konkurrieren insbesondere in (West‑)Deutschland egalitäre mit traditionellen Geschlechterideologien, wobei letztere vor allem im Vergleich zum europäischen Ausland relativ weit verbreitet sind (Grunow et al. 2018).

Zwar ist die Erwerbsbeteiligung von Frauen in den letzten Jahrzehnten kontinuierlich gestiegen, allerdings besteht weiterhin ein deutlicher Abstand zwischen den durchschnittlichen Arbeitszeiten von Frauen und Männern (Wanger 2020). Dieser hat sich in den letzten zehn Jahren kaum verändert: Im Jahr 2010 arbeiteten 64 % aller Mütter und 5 % aller Väter in Teilzeit, im Jahr 2020 waren es 66 % der Mütter und 7 % der Väter (Destatis 2022). Väter haben zwar ebenso das Recht, ihre Arbeitszeit zu reduzieren, sie machen davon jedoch äußerst selten Gebrauch, was u. a. mit den zuvor beschriebenen institutionell verankerten Erwartungen an den Mann als Familienernährer erklärt werden kann. Während Mütter vor allem aus familiären Gründen in Teilzeit gehen, scheint die Vaterschaft an sich bei Männern keine Auswirkungen auf die Wochenarbeitszeit zu haben (Keller und Haustein 2014; Pollmann-Schult und Diewald 2007).

3 Theoretische Überlegungen

Um die möglichen Folgen von Homeoffice für die Erwerbsarbeitszeiten zu erklären, liegen drei Theorien nahe: die Principal-Agent-Theorie, die soziale Austauschtheorie und die Work/Family-Border-Theorie.

Aus der Perspektive der Principal-Agent-Theorie (Jensen und Meckling 1976; Laffont und Martimort 2002) stehen die Ziele von Arbeitnehmer und Arbeitgeber im Widerspruch zueinander. Das Kernproblem besteht in einer Informationsasymmetrie: Der Prinzipal (der Arbeitgeber) beauftragt einen Agenten (den Arbeitnehmer), etwas zu tun, hat aber in der Regel nur Informationen über die (Arbeits‑)Ergebnisse des Agenten, nicht aber über den tatsächlichen Arbeitseinsatz. Ausgehend von rationalen Akteuren wird angenommen, dass sich Arbeitnehmer, wenn die Möglichkeit besteht, opportunistisch verhalten und sich vor Arbeit drücken („Shirking“) (Mas und Pallais 2020). Eine theoretische Lösung für dieses Problem besteht in der Verringerung der Informationsasymmetrie zwischen dem Prinzipal und dem Agenten, etwa durch Kontrolle des Arbeitseinsatzes durch den Prinzipal. Die Kontrolle der Beschäftigten im Homeoffice durch die Arbeitgeber kann deutlicher schwieriger und komplexer sein als vor Ort (Eisenhardt 1989, S. 58; Kim et al. 2021; Powell und Mainiero 1999). Es könnte also sein, dass Arbeitnehmer sich im Homeoffice opportunistisch verhalten und weniger arbeiten als vereinbart.

Aus Perspektive der sozialen Austauschtheorie (Blau 1964) bieten Arbeitgeber flexible Arbeitsarrangements an, um zu signalisieren, dass sie die Vereinbarkeitsbedürfnisse der Beschäftigten anerkennen und gute Arbeitsbedingungen für diese schaffen möchten (Lott und Abendroth 2022). Das Gift-Exchange-Modell (de Menezes 2013) nimmt darauf aufbauend an, dass die Beschäftigten ein Gefühl der Verpflichtung empfinden, sich für das erhaltene „Geschenk“ zu revanchieren und sich daher im Gegenzug verstärkt für die Arbeitgeber engagieren (Chen und Fulmer 2018; Lott 2021). Dies kann sich in einem verstärkten Arbeitseinsatz widerspiegeln (Kelliher und Anderson 2010), zum Beispiel in Form von längeren Arbeitszeiten. Auf Basis dieser Überlegungen kann angenommen werden, dass Eltern ihre Erwerbsarbeitszeit erhöhen, sobald sie Zugang zum Homeoffice erhalten.

Dies kann sich geschlechtsspezifisch auswirken. Aus der theoretischen Perspektive des „compensating differentials“ sollten flexible Arbeitsarrangements kostspielig für Arbeitgeber und vorteilhaft für Arbeitnehmer sein, gerade wenn diese aus Vereinbarkeitsgründen genutzt werden (Heywood et al. 2007). So sind vor allem Frauen mit kleinen Kindern bereit, für Arbeitsbedingungen, die die Vereinbarkeit zwischen Erwerbsarbeit und Familie unterstützen, auch Gehaltseinbußen in Kauf zu nehmen (Gangl und Ziefle 2009; Budig und England 2001; Mas und Pallais 2017; Felfe 2012). Mütter sind aufgrund von Vereinbarkeitserfordernissen somit eher bereit, sich auf einen sozialen Austausch mit dem Arbeitgeber einzulassen, zumal sie aufgrund der ungleichen Verteilung von unbezahlter Arbeit in Partnerschaften (van der Lippe et al. 2011) stärker auf flexible Arbeitsarrangements angewiesen sind als Väter. Während Väter aufgrund ihrer geringen Sorgeverantwortung in erster Linie als Familienernährer gelten, wird von Frauen in der Regel erwartet, dass sie der Familie Vorrang vor dem Job einräumen und flexible Arbeitsregelungen in erster Linie für familiäre Zwecke nutzen (Leslie et al. 2012; Lott und Klenner 2018; Williams et al. 2013).

Es wäre also plausibel anzunehmen, dass Mütter den Zugang zum Homeoffice deswegen – im Gegensatz zu Vätern – verstärkt als ein Zugeständnis und Geschenk des Arbeitgebers wahrnehmen. Dieses geschlechtsspezifische Reziprozitätsempfinden könnte dazu führen, dass vor allem Mütter das Bedürfnis haben, sich für den Zugang zum Homeoffice zu revanchieren.

Ein möglicher geschlechtsspezifischer Effekt des Zugangs zum Homeoffice kann auch in Anlehnung an die Work/Family-Border-Theorie (Clark 2000) erklärt werden. Hierbei sind zwei Perspektiven denkbar. In einer ressourcenorientierten Perspektive gibt Homeoffice den Beschäftigten die Kontrolle über die zeitlichen und räumlichen Grenzen zwischen den beiden Bereichen Erwerbsarbeit und Familie. Gemäß der Perspektive der zeitlichen Verfügbarkeit (Time-Availability-Perspektive) (Carlson et al. 2021; Stafford et al. 1977) kann Homeoffice die Vereinbarkeit von Beruf und Familie verbessern, indem es zeitliche Flexibilität für unbezahlte Sorge- und Hausarbeit bietet oder den Beschäftigten die Möglichkeit gibt, Arbeit und familiäre Verpflichtungen besser zu vereinbaren (Appelbaum et al. 2000; Ortega 2009). So müssen sie beispielsweise nicht zur Arbeit pendeln und können die gewonnene Zeit für die Sorge- und Hausarbeit nutzen. Die Beschäftigten mit Zugang zum Homeoffice können daher bei Bedarf ihre Arbeitszeiten an ihre familiären Verpflichtungen anpassen und die Anforderungen von Arbeit und Familie in Einklang bringen (Chung und van der Horst 2018). Indem Frauen durch den Zugang zum Homeoffice die Kontrolle über ihren Arbeitsort erhalten, können sie ihre Arbeitszeit erhöhen, da zukünftige Vereinbarkeitsprobleme für sie besser zu lösen sind (Eaton 2003; Kossek et al. 2006). Die durch die familiären Verpflichtungen geringen zeitlichen Spielräume von Müttern können somit durch mehr Kontrolle über die Erwerbsarbeitszeit wenigstens teilweise erweitert werden. In der Tat zeigen Studien (Chung und van der Horst 2018; Langner 2018; Lott 2020b), dass die Nutzung von flexiblen Arbeitsarrangements die Erwerbskarrieren von Frauen oder Müttern fördern kann.

Dem gegenüber steht die anforderungsorientierte Perspektive, nach der das Fehlen zeitlicher und räumlicher Grenzen, das in der Regel im Homeoffice auftritt, zu mehr zeit-, belastungs- und verhaltensbedingten Konflikten zwischen Erwerbsarbeit und Privatleben führen kann (Clark 2000; Kossek et al. 2006). Beschäftigte, die von zu Hause aus arbeiten, haben tendenziell Schwierigkeiten, Grenzen zwischen der Arbeit und ihrem Privatleben zu ziehen (Lott und Abendroth 2022) und erleben daher eher Konflikte zwischen der Sphäre der bezahlten Arbeit und der Sphäre der Familie oder des Privatlebens (Boswell und Olson-Buchanan 2007; Eby et al. 2005; Lott und Wöhrmann 2023). Auch besteht im Homeoffice das Risiko, Überstunden zu leisten oder Homeoffice zu nutzen, um im Büro liegen gebliebene Arbeit nach dem Arbeitstag zu Hause nachzuholen oder anstehende Arbeit vorzubereiten (Mann und Holdsworth 2003; Arntz et al. 2022). Frühere Forschungsarbeiten (Hilbrecht et al. 2008; Lott 2019; Samtleben et al. 2020) deuten zudem darauf hin, dass Mütter und Väter Homeoffice unterschiedlich nutzen. Mütter scheinen im Homeoffice eher zusätzliche Sorgearbeit zu leisten, während Männer Homeoffice eher nutzen, um mehr Zeit in Erwerbsarbeit zu investieren. Eine Verlängerung der Arbeitszeiten wäre im Sinne der anforderungsorientierten Perspektive vor allem für Väter zu erwarten.

Allerdings ist die anforderungsorientierte Perspektive eher für die Nutzung von Homeoffice relevant und weniger für den Zugang zum Homeoffice. Denn das oben beschriebene Risiko der Entgrenzung von Erwerbsarbeit, bei der die Erwerbsarbeit das Familien- oder Privatleben stört, kann nur dann auftreten, wenn Beschäftigte tatsächlich zu Hause arbeiten. Die ressourcenorientierte Perspektive ist im Gegensatz dazu auch für den Zugang zum Homeoffice relevant, da Mütter ihre Arbeitszeit erhöhen könnten, wenn sie allein die Möglichkeit erhalten, bei zukünftigen Vereinbarkeitsproblemen ins Homeoffice ausweichen zu können. Der Zugang zum Homeoffice könnte ihre Teilhabe am Arbeitsmarkt damit fördern.

4 Daten, Operationalisierung und Methode

4.1 Daten und Sample

Die Arbeit nutzt die ersten elf Wellen des deutschen Beziehungs- und Familienpanels (pairfam, Release 12.0) (Brüderl et al. 2021a). Die 12. Welle wurde nicht verwendet, da während der Erhebung die Coronapandemie ausgebrochen war und überproportional viele Menschen ins Homeoffice wechselten. Gleichzeitig gab es pandemiebedingte Änderungen der Arbeitszeit, beispielsweise durch Kurzarbeit oder Schließung von Betreuungseinrichtungen.

Die pairfam-Stichprobe ist für Deutschland repräsentativ für die Geburtskohorten der Jahre 1971–1973, 1981–1983 und 1991–1993 (Huinink et al. 2011). In dieser Arbeit wurde zusätzlich das DemoDiff-Sample verwendet, eine Zusatzbefragung unter ostdeutschen Ankerpersonen für die Geburtskohorten 1971–1973 und 1981–1983. Inklusive des DemoDiff-Samples ergab sich für unsere Fragestellung eine Gesamtbruttostichprobe von 79.600 Personenjahren, die allerdings nicht alle in die Analyse eingingen. Zunächst wurde das Sample auf Eltern eingegrenzt – wobei nicht zwischen leiblichen Kindern, Adoptivkindern, Stiefkindern und Pflegekindern unterschieden wurde –, die erwerbstätig sind und bei denen sowohl eine Angabe zur Arbeitszeit als auch Informationen zur Verfügbarkeit von Homeoffice vorliegen (Samplegröße N = 26.150). Darüber hinaus wurden alle Beobachtungen mit fehlenden Werten aus den Analysen ausgeschlossen („listwise deletion“), was zu einer Samplegröße von N = 15.470 geführt hat. Da sich die theoretischen Überlegungen auf abhängig Beschäftigte beziehen, wurden alle Personenjahre in Ausbildung und in Selbstständigkeit ausgeschlossen (Samplegröße N = 13.798). Für die Hauptanalysen wurden weiterhin alle Personenjahre ausgeschlossen, in denen die befragte Person entweder Single ist oder nicht mit ihrem Partner in einem Haushalt wohnt (Samplegröße N = 12.268). Für die Robustheitsanalysen wurden diese Personenjahre allerdings wieder aufgenommen.

Außerdem wurden nur Personen berücksichtigt, die das Treatment während des Beobachtungszeitraums erfahren konnten (Brüderl und Ludwig 2015), d. h. Personen, die im Laufe des Panels Zugang zum Homeoffice erhalten haben (Treatmentgruppe) oder nicht (Kontrollgruppe). Personen, die über alle Wellen hinweg Zugang zum Homeoffice hatten, wurden ausgeschlossen. Außerdem wurden Personenjahre aus dem Sample ausgeschlossen, nachdem eine Person den Zugang zum Homeoffice wieder „verloren“ hat, da wir nicht davon ausgehen können, dass sich der Erhalt und der Verlust des Zugangs symmetrisch auf die Arbeitszeit auswirkt (Allison 2019; Arntz et al. 2022); für die Robustheitsanalysen wurden diese Personenjahre allerdings ebenfalls wieder aufgenommen. Die beschriebenen Entscheidungen führten zu einem Brutto-Analysesample von N = 9400 Personenjahren, 5089 Beobachtungen von Müttern und 4311 von Vätern. Die verwendeten statistischen Modelle (siehe unten) setzen unterschiedliche Anzahlen an Personenjahren voraus, die für die Berechnung benötigt werden, was zu unterschiedlichen Samplegrößen für die multivariaten Modelle führt, sodass letztlich 8160 (FE-Modelle) oder 7248 (FEIS-Modelle) Personenjahre in die Analysen eingehen.Footnote 1

4.2 Analysevariablen

4.2.1 Outcome

Die abhängige Variable ist die tatsächliche Wochenarbeitszeit (in Stunden) der Befragten. Dies umfasst die vertragliche Arbeitszeit inklusiver möglicher Über- oder Unterstunden und bezieht sich auf alle Erwerbstätigkeiten. Pairfam ermöglicht es nicht, zwischen vertraglich vereinbarter und tatsächlicher Arbeitszeit zu unterscheiden, da nur Letztere erhoben wird. Weil sich die theoretischen Überlegungen mitunter auf Über- oder Unterstunden beziehen, führen wir die Analysen einmal unabhängig vom Arbeitszeitumfang und einmal nur für Vollzeiterwerbstätige durch. Vollzeitbeschäftigung haben wir als 40 Wochenstunden und mehr definiert (Eurostat 2023). Dies erlaubt es uns, bei den so definierten Vollzeiterwerbstätigen Änderungen der tatsächlichen Arbeitszeit tendenziell im Sinne von Über- und Unterstunden zu interpretieren, da gesetzlich in der Regel eine wöchentliche Arbeitszeit von 40 h nicht überschritten werden darf (Arbeitszeitgesetz, § 3). Allerdings muss beachtet werden, dass es sich bei vollzeiterwerbstätigen Müttern um eine selektive Gruppe handelt.

4.2.2 Treatment

Die erwerbstätigen Personen in pairfam werden auch zu ihrem überwiegenden Arbeitsort befragt („Wie ist das bei Ihnen, wo arbeiten Sie überwiegend?“). Dabei wird zwischen „Heimarbeit“, „gleichbleibender Arbeitsort, mit Möglichkeit zu Hause zu arbeiten (Homeoffice)“, „gleichbleibender Arbeitsort, ohne Möglichkeit zu Hause zu arbeiten“ und „wechselnde Arbeitsorte“ unterschieden, wobei sich Letzteres laut Interviewanweisung beispielsweise auf Lkw-Fahrer und Mitarbeiter im Außendienst bezieht (Hervorhebungen nicht im Original). Aus diesen Informationen wurde eine Dummy-Variable erstellt, die angibt, ob die befragten Personen die Möglichkeit haben, im Homeoffice zu arbeiten. Personen in Heimarbeit wurden der Gruppe zugeordnet, die Zugang zum Homeoffice hat. Eine alternative Zuordnung zur Referenzkategorie führt dazu, dass die Effektschätzungen bei den Müttern etwas größer und statistisch signifikant werden. Bei den Vätern hat dies keine nennenswerten Konsequenzen (siehe Robustheitscheck).

4.2.3 Kontrollvariablen

Kontrolliert wird für Confounder, also Variablen, die sich sowohl auf die Arbeitszeit als auch auf die Möglichkeit, im Homeoffice zu arbeiten, auswirken. Aufgrund der Panelstruktur der Daten und der verwendeten Modelle werden alle zeitunveränderlichen Confounder automatisch kontrolliert. Entsprechend müssen nur zeitveränderliche Confounder berücksichtigt werden (siehe Tab. A1, A2 und A3 im Online-Anhang).

Die berufliche Position ist ein zentraler Confounder, da sie sich sowohl auf die Möglichkeit im Homeoffice zu arbeiten als auch auf die Arbeitszeit auswirken kann. Daher kontrollieren wir für Berufsgruppen (Zusammenfassungen der ISCO-08-Berufshauptgruppen) sowie für berufliche Veränderungen (Dummy-Variable, basierend auf Veränderungen des ISCO-08-4-Stellers). Nicht erfasst sind Veränderungen, bei denen der Beruf (ISCO-08) konstant bleibt. Dies ist insofern problematisch, als dass sich horizontale Veränderungen (beispielsweise durch den Wechsel des Arbeitgebers) sowohl auf die Arbeitszeit als auch auf die Möglichkeit, im Homeoffice zu arbeiten, auswirken können. Um solche Veränderungen zumindest näherungsweise abzubilden, wird zusätzlich für die Zeit in Minuten kontrolliert, die die Beschäftigten zur Arbeit pendeln müssen, wenn sie nicht im Homeoffice arbeiten. Dies ist einerseits selbst ein Confounder, da Personen mit höherer Pendelzeit unter Umständen eher die Möglichkeit einfordern, im Homeoffice zu arbeiten und sie außerdem weniger Zeit in die Erwerbsarbeit in Form von Überstunden investieren können. Andererseits ist die häufigste Ursache für die Veränderung der Pendelzeit der Wechsel des Arbeitgebers, weshalb wir dieses Maß auch als Proxy für (horizontale) berufliche Veränderungen oder Arbeitgeberwechsel nutzen. Es wird auch kontrolliert, ob die befragten Personen vollzeit- oder teilzeiterwerbstätig sind. Personen, die Vollzeit erwerbstätig sind, haben womöglich kaum Spielraum, ihre Arbeitszeit nach oben hin anzupassen oder Überstunden zu machen.

Ein weiterer Confounder betrifft den Status der Partnerschaft. Im Gegensatz zu unverheirateten Paaren haben verheiratete Frauen und Männer oft traditionelle Rollenvorstellungen (Moors 2003). Die Ehemänner werden demnach mit einer geringeren Wahrscheinlichkeit die Möglichkeit einfordern, im Homeoffice zu arbeiten, da sie das damit verbundene Stigma noch eher befürchten als unverheiratete Männer. Gleichzeitig werden sie mehr arbeiten, um ihrer Rolle als Familienernährer gerecht zu werden. Verheiratete Mütter werden hingegen eher die Möglichkeit einfordern, im Homeoffice zu arbeiten, um der Rolle als sorgende Mutter trotz Erwerbsarbeit gerecht zu werden. Diese Mütter werden außerdem weniger arbeiten als unverheiratete Frauen. Kontrolliert wird außerdem das Alter des jüngsten Kindes, da sich das Kindesalter sowohl auf den Arbeitsumfang als auch auf den Bedarf für Homeoffice auswirken kann – insbesondere bei Müttern. Neben dem Alter spielt die Anzahl der Kinder eine Rolle: je mehr Kinder, desto größer der Betreuungsaufwand. Eltern mit vielen Kindern sollten deswegen Homeoffice eher als Vereinbarkeitsinstrument einfordern, können aber gleichzeitig weniger Zeit in die Erwerbsarbeit investieren. Darüber hinaus kontrollieren wir direkt mit zwei Dummy-Variablen (Vormittag und Nachmittag) für Kinderbetreuung durch die Ankerperson: Wenn diese Kinder betreuen muss, kann sich dies sowohl einschränkend auf die Arbeitszeit als auch auf die Wahrscheinlichkeit, im Homeoffice zu arbeiten, auswirken.

In den Analysen können nicht alle Confounder kontrolliert werden, da in pairfam einige Informationen nicht erhoben wurden. Entsprechend besteht die Möglichkeit, dass die präsentierten Befunde verzerrt sind. Eine komplette Liste der theoretisch relevanten Kovariaten – auch jener, die nicht berücksichtigt werden können – findet sich in Tab. A1 im Online-Anhang. Zudem ist in den Tabellen A2 und A3 die Verteilung der Analysevariablen für die multivariaten Samples dargestellt.

4.3 Analyseverfahren

Für die Schätzung des Effekts von Homeoffice auf die tatsächliche Arbeitszeit von Müttern und Vätern wurden sowohl Fixed-Effects-(FE-) als auch Fixed-Effects-Individual-Slope-(FEIS-)Modelle geschätzt (Ludwig und Brüderl 2018). Das grundlegende Modell lässt sich darstellen als (der Einfachheit halber ohne Konstante):

$$y_{it}=\updelta \mathrm{HO}_{it}+X\beta +\alpha _{i}+\varepsilon _{it}$$
(1)

mit yit als dem Outcome (wöchentliche Arbeitszeit in Stunden), dem Homeoffice-Dummy HOit (0 bevor eine Person angegeben hat, dass ihr Arbeitsort Homeoffice umfasst und 1 nachdem sie dies angegeben hat) und dem zugehörigen Regressionsgewicht δ, dem hier interessierenden Schätzer. Daneben umfasst das Modell einen Vektor an zeitveränderlichen Kovariaten (X) und den zugehörigen Regressionsgewichten (β), den personenspezifischen, zeitkonstanten Fehler αi und den idiosynkratischen Fehler εit. Dieses Modell wurde zunächst als FE-Modell geschätzt, sodass auf die Annahme \(E(\alpha _{i}| X)=0\) verzichtet werden kann, weil zeitkonstante unbeobachtete Heterogenität im FE-Modell automatisch kontrolliert wird (Brüderl 2010). Der Vorteil des FE-Modells liegt also darin, dass es stabile individuelle unbeobachtete Merkmale in αi, die sowohl mit dem Treatment (Homeoffice) als auch mit dem Outcome (Arbeitszeit) zusammenhängen, kontrolliert. Die Annahme, dass keine unbeobachteten zeitveränderlichen Confounder vorhanden sind (\(E(\varepsilon _{it}| X)=0\)), bleibt davon jedoch unberührt. Statt des normalen FE-Modells wird eine Modellvariante geschätzt, die eine Gewichtung der Beobachtungen zulässt, da die gemeinsame Verwendung der verschiedenen pairfam-Samples eine Gewichtung erfordert (Brüderl et al. 2021b). Diese Modelle schließen zudem alle sogenannten Singletons aus, d. h. Cluster bzw. Personen, die nur einmal beobachtet wurden (Correia 2015). Singletons gehen zwar nicht in die Schätzung der Effekte ein, da für eine Effektschätzung im FE-Modell mindestens zwei Beobachtungen vorliegen müssen, sie können sich aber verzerrend auf die Schätzung der Standardfehler auswirken (Correia 2015).

Konventionelle FE-Modelle beruhen auf der Annahme paralleler Trends in der Treatment- und in der Kontrollgruppe (Ludwig und Brüderl 2018). Das heißt, es wird angenommen, dass die Selektion ins Treatment unabhängig vom Verlauf von yit (Arbeitszeit) über die Zeit ist. Wenn die Steigung (Entwicklung der Arbeitszeit über die Zeit) sich allerdings auf die Selektion ins Treatment (Homeoffice) auswirkt, sind die Schätzungen aus einem konventionellen FE-Modell verzerrt. Es wäre beispielsweise denkbar, dass Mütter oder Väter mit einer starken Karriereorientierung ihr Commitment in Form von Überstunden und hohen Arbeitszeiten zeigen, während Mütter und Väter mit einer starken Familienorientierung in geringerem Umfang arbeiten. Falls Arbeitgeber eher den Eltern mit starker Karriereorientierung ermöglichen, im Homeoffice zu arbeiten, entstünde ein (positiver) Zusammenhang zwischen Arbeitszeit und Homeoffice, dieser wäre aber auf eine Selektion von karriereorientierten Eltern mit hoher tatsächlicher Arbeitszeit im Homeoffice zurückzuführen. Andererseits wäre vorstellbar, dass eine starke Familienorientierung von Eltern sowohl zur Reduktion der Arbeitszeit als auch zur Wahl von Homeoffice als Vereinbarkeitsinstrument führt. Auch in diesem Fall entstünde ein (negativer) Zusammenhang zwischen Homeoffice und Arbeitszeit, der aber wiederum auf einem Selektionsprozess beruhen würde und nicht kausal wäre.

Bei unterschiedlichen Trends zwischen Treatment- und Kontrollgruppe eignen sich sogenannte Fixed-Effects-Individual-Slope-(FEIS-)Modelle. Diese liefern unverzerrte Schätzungen, auch wenn sich die Steigungen von Treatment- und Kontrollgruppe systematisch unterscheiden (für Details siehe Rüttenauer und Ludwig 2020).

Da die theoretischen Überlegungen mitunter geschlechtsspezifisch sind, wurde in allen Modellen das Treatment (Zugang zum Homeoffice) mit dem Geschlecht interagiert. Zur Veranschaulichung der Ergebnisse wurden die geschlechtsspezifischen Effekte separat dargestellt. Die Analysen wurden mit Stata 17.0 durchgeführt. Der Code zur Reproduktion der Analysen wurde auf dem Open Science Framework (https://osf.io/2thf9/?view_only=919ac02438f74d7791be1613165a12a0) archiviert.

5 Ergebnisse

Tabelle 1 zeigt die durchschnittliche Arbeitszeit der Mütter und Väter in Abhängigkeit davon, ob ihr überwiegender Arbeitsort Homeoffice ermöglicht oder nicht. Der bekannte Befund, dass Mütter weniger arbeiten als Väter, zeigt sich auch hier. Die durchschnittliche Arbeitszeit von Müttern beträgt 26,23 h pro Woche, die von Vätern 43,59. Die deskriptiven Ergebnisse zeigen einen positiven Zusammenhang zwischen Homeoffice und der tatsächlichen Arbeitszeit. Umfasst der überwiegende Arbeitsort der Befragten das Homeoffice, berichten sowohl Mütter (ca. zwei Stunden) als auch Väter (ca. drei Stunden) höhere tatsächliche Arbeitszeiten. Legt man diese Arbeitszeiten zugrunde, arbeiten sowohl Mütter als auch Väter, denen Homeoffice zur Verfügung steht, ca. 6 % mehr als die Eltern, bei denen dies nicht der Fall ist. Der Anteil der Väter, die Zugang zum Homeoffice haben, ist um ca. 1,4 Prozentpunkte höher als der der Mütter.

Tab. 1 Durchschnittliche Wochenarbeitszeit (in Stunden)
Full size table

Abbildung 1 veranschaulicht die Entwicklung der durchschnittlichen Arbeitszeiten und dem Zugang zum Homeoffice im Erhebungszeitraum. Gaben 2008/2009 ca. 15,8 % der Mütter und 13,7 % der Väter an, dass ihr überwiegender Arbeitsort Homeoffice umfasst, stiegen die Anteile bis 2018/2019 auf ca. 19,7 % bei den Müttern und 25,9 % bei den Vätern (rechte Y‑Achse). Im selben Zeitraum sank die durchschnittliche Arbeitszeit der Väter von ca. 44,9 h pro Woche auf 43,6 h, während die Mütter von 24,4 auf 26,3 h pro Woche stieg (linke Y‑Achse).

Abb. 1
figure 1

Entwicklung von Zugang zum Homeoffice und Wochenarbeitszeit im Zeitverlauf. (Quelle: pairfam 12.0. N = 25.280. Gewichtet. Eigene Berechnungen. Erstellt mit STATA)

Full size image

Abbildung 2 stellt die Ergebnisse der multivariaten Analysen grafisch dar (die entsprechenden Tabellen dazu finden sich im Online-Anhang).Footnote 2 Der linke Teil der Abbildung stellt den geschätzten Zusammenhang zwischen dem Zugang zum Homeoffice und der Arbeitszeit für alle Erwerbsarbeitszeiten, der rechte Teil nur für Vollzeiterwerbstätige dar.

Abb. 2
figure 2

Effektschätzung Zugang zum Homeoffice. (Quelle: pairfam 12.0. Eigene Berechnungen. Erstellt mit STATA)

Full size image

Für Mütter zeigen sich positive, aber statistisch nicht signifikante Zusammenhänge zwischen der Arbeitszeit und dem Zugang zum Homeoffice, und zwar unabhängig vom geschätzten Modell und dem Umfang der Arbeitszeit. Umfassen die Analysen alle Erwerbsarbeitszeiten (Abb. 2, oben links), schätzt das FE-Modell einen positiven Zusammenhang zwischen dem Zugang zum Homeoffice und der Arbeitszeit von Müttern (δ = 0,97; s. e. = 0,57). Dem Modell zufolge erhöhen Mütter ihre Arbeitszeit um ca. 58 min (0,97 * 60 min = 58,2 min), wenn sie Zugang zum Homeoffice erhalten. Das FEIS-Modell kommt zu einem ähnlichen Ergebnis, ca. 66 min (δ = 1,10; s. e. = 0,59). In beiden Modellen ist die statistische Unsicherheit allerdings so groß, dass die geschätzten Effekte der Konvention zufolge statistisch nicht signifikant sind.

Bei Vätern schätzt das FE-Modell einen kleinen, negativen Zusammenhang (δ = −0,14; s. e. = 0,53), das FEIS-Modell einen positiven Zusammenhang (δ = 0,41; s. e. = 0,57) zwischen dem Zugang zum Homeoffice und der tatsächlichen Arbeitszeit (Abb. 1, unten links). In beiden Fällen ist die statistische Unsicherheit sehr groß, die Effekte sind ebenfalls statistisch nicht signifikant. Zudem unterscheiden sich die Effekte von Müttern und Vätern nicht statistisch signifikant voneinander.

Da die Daten von pairfam es nicht ermöglichen, zwischen vertraglich vereinbarter und tatsächlicher Arbeitszeit zu unterscheiden, haben wir die Modelle auch nur für die Eltern geschätzt, die Vollzeit arbeiten (Abb. 2, rechte Seite). Veränderungen der Arbeitszeit bei gleichzeitiger Vollzeitbeschäftigung können als Über- oder Unterstunden interpretiert werden. Auch bei den vollzeiterwerbstätigen Müttern (Abb. 2, oben rechts) schätzen sowohl das FE-Modell (δ = 1,89; s. e. = 1,04; 60 min * 1,89 = 113,4 min) als auch das FEIS-Modell (δ = 2,15; s. e. = 1,28; 60 min * 2,15 = 129 min) einen positiven Zusammenhang zwischen dem Zugang zum Homeoffice und der wöchentlichen Arbeitszeit. Wiederum sind die geschätzten Effekte jedoch nicht statistisch signifikant. Bei vollzeiterwerbstätigen Vätern (Abb. 2, unten rechts) kommt das FE-Modell zum Schluss, dass der Zugang zum Homeoffice bei Vätern zu einer statistisch signifikanten Erhöhung der Arbeitszeit um ca. 75 min führt (δ = 1,25; s. e. = 0,50; 60 min * 1,25 = 75 min). Das FEIS-Modell, das im Gegensatz zum FE-Modell auf die Annahme paralleler Trends der Arbeitszeit in der Treatment- und in der Kontrollgruppe verzichtet, legt allerdings nahe, dass dieser Zusammenhang ein Artefakt ist und der Zugang zum Homeoffice sich nicht statistisch signifikant auf die tatsächliche Arbeitszeit von vollzeiterwerbstätigen Vätern auswirkt (δ = −0,33; s. e. = 0,57). Ein solcher Scheinzusammenhang kann im konventionellen FE-Modell entstehen, wenn Väter mit starker Karriereorientierung eher Zugang zum Homeoffice erhalten. Der positive Zusammenhang zwischen Arbeitszeit und Homeoffice wäre aber auf eine Selektion von karriereorientierten Vätern mit hoher tatsächlicher Arbeitszeit ins Homeoffice zurückzuführen.

5.1 Robustheitschecks

Zusätzlich zu den oben beschriebenen Modellen haben wir weitere Schätzungen durchgeführt, um die Robustheit der Ergebnisse zu prüfen. Die Ergebnisse dieser Analysen sind in Abb. A1 im Online-Anhang dargestellt.

Für die zusätzlichen Analysen haben wir relevante datenanalytische Entscheidungen (Young und Holsteen 2017) variiert. Dies umfasste: 1. eine alternative Codierung des Treatments, bei der Eltern, die in Heimarbeit sind, der Referenzgruppe zugeordnet wurden; 2. den Einschluss von Eltern, die Single sind oder nicht mit ihrem Partner zusammenleben; 3. anstatt Periodeneffekte als kontinuierliche Variable zu kontrollieren, einen Dummy für das Jahr 2013 zu verwenden, da es seit 2013 für Kinder ab dem vollendeten ersten Lebensjahr einen Rechtsanspruch auf einen Betreuungsplatz gibt; 4. den Einschluss von sogenannten Drop-outs, d. h. Personenjahren, die das Treatment erfahren (Zugang zum Homeoffice erhalten haben), es dann aber wieder verloren haben; 5. die Verwendung einer alternativen Slope-Variable (potenzielle Berufserfahrung einer Person: Alter − Ausbildungsjahre − 6) in den FEIS-Modellen.

Bei Vätern führen die Variationen in der Modellierung zu keinen nennenswerten Unterschieden im Vergleich zu den Hauptmodellen. Auch bei Müttern kommt man mit den alternativen Modellierungen zu ähnlichen Befunden wie in den Hauptanalysen: positive Zusammenhänge zwischen dem Zugang zu Homeoffice und der tatsächlichen Arbeitszeit. Allerdings ist die statistische Unsicherheit so groß, dass die Zusammenhänge nicht das konventionelle 5 %-Signifikanz-Niveau unterschreiten. Bei Müttern gibt es jedoch eine nennenswerte Abweichung: Wird die alternative Codierung des Treatments verwendet, bei der Personen in Heimarbeit der Referenzgruppe zugeordnet werden, sind sowohl die Effektschätzungen der FE-Modelle als auch der FEIS-Modelle größer und statistisch signifikant. Dies gilt sowohl bei Müttern, wenn alle Erwerbsarbeitszeiten berücksichtigt werden, als auch, wenn die Analysen auf vollzeiterwerbstätige Mütter beschränkt werden. Da diese datenanalytische Entscheidung (Young und Holsteen 2017) ebenso plausibel ist – Heimarbeit im herkömmlichen Sinne unterscheidet sich von Arbeit im Homeoffice (Brandes und Buttler 1987) – liegt der Schluss nahe, dass bei Müttern der Zugang zum Homeoffice auch mit einer statistisch signifikanten Erhöhung der Arbeitszeit verbunden sein kann.

6 Diskussion

Homeoffice wird seit der Covid-19-Pandemie im politischen und öffentlichen Diskurs unter anderem in Bezug auf die Entgrenzung der Arbeit und geschlechtsbezogene Ungleichheiten kontrovers diskutiert. Auf der einen Seite wird Homeoffice als ein Vereinbarkeitsinstrument betrachtet, das die zeitlichen „Kosten“ der Erwerbsarbeit senken kann. Auf der anderen Seite wird aber darauf hingewiesen, dass die Nutzung von Homeoffice mit längeren Arbeitszeiten verbunden sein kann, was negative Folgen für die Gesundheit von Beschäftigten haben und Geschlechterungleichheiten verstärken kann (Samtleben et al. 2020; Chung und van der Horst 2018; Kleiner et al. 2015). Vonseiten der Arbeitgeber wiederum wird die Befürchtung geäußert, dass Homeoffice zu Arbeitsvermeidung führen könnte. Da die Erwerbsarbeitszeit eine zentrale Dimension geschlechtsspezifischer Arbeitsmarktungleichheiten darstellt, hat die vorliegende Studie untersucht, welche Folgen der Zugang zum Homeoffice für die Erwerbsarbeitszeiten von Müttern und Vätern hat.

Unsere Analysen deuten darauf hin, dass der Zugang zum Homeoffice bei Vätern nicht zu einer Veränderung der tatsächlichen Arbeitszeit führt. Die mit Fixed-Effects- (FE-) und Fixed-Effects-Individual-Slope-(FEIS-)Modellen (Ludwig und Brüderl 2018) geschätzten Zusammenhänge zwischen dem Zugang zum Homeoffice und der Arbeitszeit der Väter sind relativ klein und mit großer statistischer Unsicherheit verbunden.

Bei Müttern stellt es sich etwas anders dar. Die Hauptmodelle schätzen nennenswerte Ausweitungen der tatsächlichen Arbeitszeit von etwa ein bis zwei Stunden, wenn Mütter Zugang zum Homeoffice erhalten. Auch diese Schätzungen sind mit vergleichsweise großer statistischer Unsicherheit verbunden. Wird allerdings eine andere, ebenfalls plausible Codierung des Zugangs zum Homeoffice verwendet, sind die geschätzten Zusammenhänge statistisch signifikant – sowohl in den Fixed-Effects- (FE-) als auch in den Fixed-Effects-Individual-Slope (FEIS-)Modellen. Bei Müttern scheint der Zugang zum Homeoffice also tendenziell mit einer Erhöhung der tatsächlichen Arbeitszeit einherzugehen.

6.1 Schwächen

Die vorliegende Studie hat einige Schwächen, die bei der Interpretation der Ergebnisse berücksichtigt werden sollten. Die größte Schwäche der pairfam-Daten besteht darin, dass nur die tatsächliche Arbeitszeit und nicht auch die vertraglich vereinbarte Arbeitszeit erfasst wurde. Veränderungen der tatsächlichen Arbeitszeit können sich sowohl durch Veränderungen bei vertraglichen Arbeitszeiten als auch durch Über- und Unterstunden ergeben. Wir versuchen, diesem Problem zu begegnen, indem wir die Analysen auch separat nur für Vollzeitbeschäftigte durchgeführt haben. Strenggenommen sind wir auch bei diesen nur näherungsweise in der Lage, Auskunft darüber zu geben, ob die tatsächliche Arbeitszeit unabhängig von der vertraglichen durch Homeoffice zu- oder abnimmt.

Die FEIS-Modelle verschärfen den „Datenhunger“ konventioneller FE-Modelle nochmal. Genau wie FE-Modelle nutzen sie nur die Within-Variation, es bleiben also Personen unberücksichtigt, die keine Variation im Treatment haben. Sie benötigen mindestens drei Beobachtungen für die Schätzung, sodass die Zahl der Fälle, die für die Schätzung tatsächlich verwendet werden, kleiner wird. Der Vorteil der FEIS-Modelle: Unverzerrte Schätzer, auch wenn sich die Slopes in Treatment und Kontrollgruppe unterscheiden (Ludwig und Brüderl 2018), könnten also durch ein selektives Sample konterkariert werden.

Zudem konnten nicht alle theoretisch relevanten Confounder kontrolliert werden. Das betrifft vor allem horizontale berufliche Veränderungen, also keine Auf- oder Abstiege, sondern Veränderungen von Tätigkeitsprofilen innerhalb der gleichen Hierarchiestufe, z. B. durch einen Arbeitgeberwechsel. Unter Umständen erhalten Beschäftigte durch solche beruflichen Veränderungen Zugang zum Homeoffice und ändern ihre Arbeitszeit.

Zudem können auch Schwächen beim Instrument zur Messung der tatsächlichen wöchentlichen Arbeitszeit bestehen. Lott et al. (2022) weisen darauf hin, dass bestehende Survey-Instrumente größerer Haushalts- oder Panelbefragungen angesichts des Wandels der Arbeits- und Lebenswelten von Beschäftigten an ihre Grenzen stoßen. Insbesondere eine Fragmentierung der Arbeitszeit, wenn sich Phasen der Erwerbsarbeit mit Phasen anderer Tätigkeiten abwechseln, wie es im Homeoffice der Fall sein kann und insbesondere Mütter betrifft (Hilbrecht et al. 2008), kann die Einschätzung der wöchentlichen Arbeitszeiten erschweren.

Letztlich könnte auch als Schwäche des Beitrags angeführt werden, dass sich der Untersuchungszeitraum auf die Phase vor der Pandemie bezieht. Dies trifft insofern zu, als dass wir Veränderungen, die sich durch die Pandemie ergeben haben, nicht abbilden können. Gleichzeitig kann es auch als Vorteil gesehen werden, da unsere Analysen eben nicht durch pandemiebedingte Sondereffekte beeinflusst sind.

6.2 Theoretische Implikationen

Für die Principal-Agent-Theorie (Jensen und Meckling 1976; Laffont und Martimort 2002), die annimmt, dass sich Beschäftigte bei fehlender Kontrolle durch den Arbeitgeber, also beispielsweise im Homeoffice, vor Arbeit drücken, finden wir in dieser Arbeit keine Belege. Der Zugang zum Homeoffice ist weder für Mütter noch für Väter mit einer Reduktion der tatsächlichen Arbeitszeit verbunden. Allerdings muss hier einschränkend eingewandt werden, dass die vorliegende Analyse nur den Zugang zum Homeoffice untersuchen kann und nicht das Ausmaß der tatsächlichen Nutzung.

Die Ergebnisse sind eher mit der ressourcenorientierten Perspektive im Sinne der Work/Family-Border-Theorie (Clark 2000) und der Annahme, dass ein geschlechtsspezifisches Reziprozitätsempfinden (de Menezes 2013) besteht, vereinbar. Der Work/Family-Border-Theorie zufolge ermöglicht der Zugang zum Homeoffice vor allem Müttern, familiären Anforderungen besser gerecht zu werden und mehr Erwerbsarbeitszeit in den Alltag zu integrieren. Dies könnte aus austauschtheoretischer Perspektive und in der Perspektive des Gift-Exchange-Modells daran liegen, dass insbesondere Mütter ein Gefühl der Verpflichtung empfinden, sich im Gegenzug für die Möglichkeit im Homeoffice zu arbeiten, verstärkt für die Arbeitgeber engagieren zu müssen. Gerade bei Müttern, die in Vollzeit arbeiten, könnte dieses Gefühl stark ausgeprägt sein, weil sie mehr auf Homeoffice angewiesen sind als Väter.

Es ist jedoch fraglich, ob im Falle eines Zwangs zum Homeoffice, wie ihn manche Beschäftigte während der COVID-19-Pandemie erlebt haben, oder einer möglichen Normalisierung von Homeoffice im Nachgang zur Pandemie diese Dynamik weiterhin Bestand hat.

6.3 Zukünftige Forschung

Zukünftige Forschung sollte die Konsequenzen möglicher Veränderungen der Erwerbsarbeitszeit durch den Zugang und die Nutzung von Homeoffice oder anderer flexibler Arbeitsarrangements wie Vertrauensarbeitszeit oder Gleitzeit in den Blick nehmen. Fraglich ist, ob Mütter durch den Zugang zu flexiblen Arbeitsarrangements zwar ihre Teilhabe am Arbeitsmarkt verbessern, damit aber gleichzeitig eine höhere Doppelbelastung in Kauf nehmen müssen, denn die Erhöhung der Erwerbsarbeitszeit verstärkt das Risiko einer Entgrenzung von Erwerbsarbeit – insbesondere, wenn die familiären Verpflichtungen und damit einhergehenden zeitlichen Zwänge für die Mütter bestehen bleiben. Oder geht die Erhöhung der Erwerbsarbeitszeit in erster Linie mit besseren Verdienst- und Karrierechancen von Müttern einher und könnte damit zu einer Verringerung geschlechtsspezifischer Arbeitsmarktungleichheiten beitragen? Dies scheint fraglich. Es gibt Hinweise darauf, dass Überstunden, die von zu Hause geleistet werden, weniger förderlich für die Karriere sind als Überstunden, die am festen Arbeitsort geleistet werden (Glass und Noonan 2016).

Zukünftige Forschung sollte auch der Frage nachgehen, ob die Gewährung anderer flexibler Arbeitsarrangements, wie Vertrauensarbeitszeit oder Gleitzeit, ebenfalls zu einem geschlechtsspezifischen Reziprozitätsempfinden führt, sodass die unterschiedlichen Reaktionen von erwerbstätigen Müttern und Vätern besser verstanden werden können. Auch ist fraglich, ob eine finanzielle Kompensation der geleisteten Überstunden das Reziprozitätsempfinden schwächt. Leider war es aufgrund der eingeschränkten Datenbasis nicht möglich, zwischen bezahlten und unbezahlten Überstunden zu unterscheiden und damit die mögliche finanzielle Kompensation der geleisteten Überstunden zu berücksichtigen. Zukünftige Forschung sollte daher die Rolle der finanziellen Kompensation für betriebliche Tauschbeziehungen untersuchen.

Des Weiteren sollten zukünftige Arbeiten untersuchen, ob vor dem Hintergrund einer möglichen pandemiebedingten Normalisierung von Homeoffice der soziale Tausch insbesondere für Mütter nach der Covid-19-Pandemie geschwächt wurde oder gar verschwunden ist. Internationale Untersuchungen deuten allerdings an, dass längst nicht alle Arbeitgeber gewillt sind, nach der Pandemie am Homeoffice festzuhalten (Felstead 2022). Unklar ist auch, ob die höhere Akzeptanz von Homeoffice in Betrieben während der Pandemie (Abendroth et al. 2022) auch nach der Pandemie tatsächlich fortbestehen wird. Insbesondere in Deutschland, wo die Präsenzkultur vor der Pandemie im europäischen Vergleich stark ausgeprägt und Homeoffice relativ wenig verbreitet war (Chung 2017), kann der soziale Tausch nach wie vor wirkmächtig sein.

6.4 Schlussfolgerung

Die vorliegende Studie erweitert die bisherige Forschung, die sich vor allem auf die Nutzung von Homeoffice beschränkte, in dem sie mithilfe von umfassenden Längsschnittanalysen und unter Berücksichtigung der Selbstselektion von Beschäftigten untersucht, ob allein der Zugang zu Homeoffice eine Veränderung der tatsächlichen Arbeitszeit mit sich bringt. Weder bei Müttern noch bei Vätern führt der Zugang zum Homeoffice zu einer Verringerung der tatsächlichen Arbeitszeit, wie es die Principal-Agent-Theorie (Jensen und Meckling 1976) nahelegen würde. Während bei Vätern der Zugang zum Homeoffice nicht mit einer Veränderung der Arbeitszeit einhergeht, scheint er bei Müttern zu einer Ausweitung der Arbeitszeit zu führen, was im Sinne der Austauschtheorie (Blau 1964), des Gift-Exchange-Modells (de Menezes 2013) sowie der Work/Family-Border-Theorie (Clark 2000) interpretiert werden kann. Entweder erhöhen Mütter ihre Arbeitszeit, weil der Zugang zum Homeoffice die Vereinbarkeit verbessert, oder sie haben das Gefühl, sich für den Zugang revanchieren zu müssen.