Elternzeitstudie DMW - Klinikum Brandenburg

Persönliche PDF-Datei für
C. Engelmann, G. Grote, B. Miemietz, B. Vaske, S. Geyer
www.thieme.de
Mit den besten Grüßen vom Georg Thieme Verlag
Weggegangen – Platz
vergangen?
Karriereaussichten universitären
Gesundheitspersonals nach
Rückkehr aus einer Elternzeit:
Befragung und Beobachtungsstudie
DOI 10.1055/s-0041-100305
Dtsch Med Wochenschr 2015; 140: e28–e35
Nur für den persönlichen Gebrauch bestimmt.
Keine kommerzielle Nutzung, keine Einstellung
in Repositorien.
Verlag und Copyright:
© 2015 by
Georg Thieme Verlag KG
Rüdigerstraße 14
70469 Stuttgart
ISSN 0012-0472
Nachdruck nur
mit Genehmigung
des Verlags
Originalarbeit – Extended Abstract
Weggegangen – Platz vergangen?
Karriereaussichten universitären Gesundheitspersonals nach Rückkehr
aus einer Elternzeit: Befragung und Beobachtungsstudie.
Einführung | Bisher ist nicht systematisch erfasst
worden, wie sich eine Elternzeit (EZ) auf dem Kar­
rierepfad von Medizinern tatsächlich auf die indi­
viduelle Arbeitssituation und die Zukunftsaus­
sichten auswirkt.
betroffen. Befragte, die sehr negative Erfahrungen
nach der ersten Elternzeit (VAS-Angabe ≤ -3,
n = 84) gemacht haben, planten signifikant selte­
ner eine zweite Elternzeit (72 % vs. 92 %, p = 0,007)
oder wollten diese häufiger verkürzen.
Methoden | An der Medizinischen Hochschule
Hannover wurden 709 Beschäftigte, die aus der
Elternzeit zurückgekehrt waren, und 88 Abtei­
lungsleiter (2009–2012, Antworten n = 406 und
n = 63) zu ihren Erfahrungen befragt.
Ärzte und Führungskräfte arbeiteten nach ihrer
Rückkehr weniger in Teilzeit als die übrigen Grup­
pen. Viele beklagten eine schlechte Verfügbarkeit
von Teilzeit-Arbeit.
Ergebnisse | Die Gruppe der Antworter war re­
präsentativ für alle Befragten; es gab keine rele­
vante Schweigeverzerrung. Das Thema „Eltern­
zeit“ löste sowohl bei Mitarbeitern als auch bei
ihren Vorgesetzten starke Emotionen aus (4,0 ± 2
von 5 Punkten). Vorgesetzte schätzten die Folgen
der Elternzeit (z. B. Veränderungen des Tätigkeits­
bereichs) für die Karriere der Betroffenen positi­
ver ein als die Rückkehrer selbst. Viele Beschäftig­
te wechselten nach der Elternzeit ihre Arbeits­
stelle (verdoppelte Fluktuationsrate von 39 %).
58 % der Ä
­ rzte erwogen einen Arbeitgeberwech­
sel, 17 % der Führungskräfte verloren ihren Status.
Die Beschäftigten gaben an, nach der Elternzeit an
„Macht“ und „Einfluss“ (gemessen auf einer bipo­
laren Likert-Skala, p < 0,05) verloren zu haben,
gleichzeitig sei aber die „berufsbezogene Arbeits­
belastung“ (▶ Abb. 1) gestiegen (p < 0,001). Ent­
sprechend wurden „eigene Karriereperspektiven“
(visuelle Analogskala von - 5 bis + 5) nach Rück­
kehr als deutlich negativer empfunden (p < 0,0001;
-1,3 ± 2). Besonders weibliche Führungskräfte
(- 2,1 ± 2, p < 0,05 vs. übrige Gruppen) waren davon
Diskussion | Nach der EZ hat sich die Situation am
Arbeitsplatz für viele verschlechtert. Einige Berei­
che (z. B. „fachlicher Anspruch“) sind aber im Mit­
tel gleich geblieben. In den Bewertungen fanden
sich neben den positiven einzelne sehr negative
Angaben. Diese Beurteilungen könnten andere
davon abhalten, in EZ zu gehen.
Konsequenz für Klinik und Praxis
▶▶ Elternzeit kann in einem hochkompetitiven
Umfeld eine fachliche Deklassierung und
Statusverlust nach sich ziehen.
▶▶ Insbesondere hochengagierte Beschäftigte
werden nur dann zuversichtlich in Elternzeit
gehen, wenn sie darauf vertrauen können, dass
ihre beruflichen Perspektiven gesichert bleiben.
▶▶ Studiendaten stützen vier Empfehlungen:
▶▶ Dokumentation des Status Quo des
Mitarbeiters vor der Elternzeit
▶▶ Verbindliche Rückkehrvereinbarung
▶▶ Vertretungsregelung mit klar abgegrenztem
Aufgabenbereich
▶▶ Möglichkeiten für Teilzeitarbeit nach Rückkehr
ʫS DOOH*UXSSHQ
UHODWLYH+lXILJNHLW
Elektronischer Sonderdruck zur persönlichen Verwendung
C. Engelmann1, G. Grote2, B. Miemietz3, B. Vaske4, S. Geyer5
ʩS DOOHbU]WH S )KUXQJVNUlIWH
YLHO
ZHQLJHU
ZHQLJHU
JOHLFK
0DFKW
PHKU
YLHO
PHKU
YLHO
ZHQLJHU
ZHQLJHU
JOHLFK
PHKU
Institute
1 Kinderchirurgie, Klinikum
Brandenburg, vorm.
Medizinische Hochschule
Hannover, Deutschland
2 Institut für Management,
Technologie und Ökonomie,
ETH Zürich,Schweiz
3 Gleichstellungsbeauftragte,
Medizinische Hochschule
Hannover, Deutschland
4 Institut für Biometrie und
Statistik, Medizinische
Hochschule Hannover,
Deutschland
5 Medizinische Soziologie,
Medizinische Hochschule
Hannover, Deutschland
Korrespondenz
Dr. med. Dr. rer. nat.
Carsten Engelmann
Kinderchirurgie, Klinikum
Brandenburg
Hochstr. 20
14770 Brandenbrug an der
Havel
ceng@bdc.de
QR-Code einscannen und
vollständigen Artikel lesen
oder unter:
http://dx.doi.org/10.1055/
s-0041-100305
Abb. 1 Entwicklung zentraler,
persönlicher Arbeitsplatzfaktoren nach Rückkehr aus EZ: Die
Beschäftigten gaben an, nach
der Elternzeit an „Macht“ und
„Einfluss“ verloren zu haben,
während die Arbeitsbelastung
gestiegen sei. Blau: Alle
Antworter (n = 406), grau: Ärzte
(n = 91), hellblau: Führungskräfte (n = 47). Die Säulenbreite
entspricht der Anzahl gültiger
Antworten.
Klammer: Vergleich positive vs.
negative Bewertungen
YLHO
PHKU
$UEHLWVEHODVWXQJ
Engelmann C et al. Weggegangen – Platz vergangen? Dtsch Med Wochenschr 2015; 140: 263
263
e28
Originalarbeit
Weggegangen – Platz vergangen?
Karriereaussichten universitären Gesundheitspersonals nach Rückkehr
aus einer Elternzeit: Befragung und Beobachtungsstudie.
Elektronischer Sonderdruck zur persönlichen Verwendung
C. Engelmann1, G. Grote2, B. Miemietz3, B. Vaske4, S. Geyer5
Institute
1 Kinderchirurgie, Klinikum
Brandenburg, vorm.
Medizinische Hochschule
Hannover, Deutschland
2 Institut für Management,
Technologie und Ökonomie,
ETH Zürich, Schweiz
3 Gleichstellungsbeauftragte,
Medizinische Hochschule
Hannover, Deutschland
4 Institut für Biometrie und
Statistik, Medizinische
Hochschule Hannover,
Deutschland
5 Medizinische Soziologie,
Medizinische Hochschule
Hannover, Deutschland
Zusammenfassung
Einführung | In Krankenhäusern besteht ein starker Wettbewerb um Handlungsspielräume und
Entscheidungsfreiheit. Bisher ist nicht systematisch erfasst worden, wie eine Elternzeit (EZ) auf
dem Karrierepfad von Medizinern sich tatsächlich
auf die individuelle Arbeitssituation und die Zukunftsaussichten auswirkt.
Methoden | 1. Umfassende Befragung (44 Aspekte) von 709 aus der Elternzeit zurückgekehrten
Beschäftigten und 88 Abteilungsleitern der Medizinischen Hochschule Hannover (MHH, 2009–
2012, Antworten n = 406 und n = 63). 2. Extraktion
epidemiologischer Kennziffern der Universitätsklinika Hannover, Zürich / CH, Bergen / Norwegen.
3. Experteninterviews mit Personalchefs.
Ergebnisse | Das Thema EZ ist hoch emotional besetzt (4,0 ± 2 von 5 Punkten). Vorgesetztenreaktionen auf EZ waren mehr positiv als negativ
(p < 0,001; 0,8 ± 0,9; bipolare Likert-Skala (BLS) - 2
bis + 2). Dennoch verdoppelte sich die Fluktuation
Beschäftigter (Wechsel von Arbeitsstelle) nach EZ
auf 39 % (p. a.). 58 % der Ärzte erwogen einen Arbeitgeberwechsel, 17 % der Führungskräfte verloren ihren Status. Bezüglich zentraler Arbeitsplatzfaktoren (bewertet auf bipolarer Likert-Skala)
Einleitung
Nationen [18, 10] und Institutionen [24] haben
den Mutterschutz um Elternzeitregelungen erweitert: Neue Eltern erhalten zwecks Kinderbetreuung das Recht auf eine 1–3 Jahre andauernde,
häufig bezahlte Beurlaubung [9] mit Rückkehrrecht.
Korrespondenz
Dr. med. Dr. rer. nat.
Carsten Engelmann
Kinderchirurgie, Klinikum
Brandenburg
Hochstr. 20
14770 Brandenburg an der
Havel
ceng@bdc.de
Familienorientierung zählt heute auch in Gesundheitswesen [19, 29] und biomedizinischer Forschung [15] zum Wertekanon. Gleichzeitig besteht an großen (Universitäts-) Krankenhäusern
ein extrem kompetitives Arbeitsumfeld, in dem
die Beschäftigten um Handlungsspielräume und
Entscheidungsfreiheit [10, 14] konkurrieren, die
für sie häufig identitätsbildend sind. Wahrscheinlich hängt die Annahme von Elternzeitangeboten
von den Karriereperspektiven [30] nach der Rückkehr aus der Elternzeit ab.
Engelmann C et al. Weggegangen – Platz vergangen? Dtsch Med Wochenschr 2015; 140: e28–e35
­ergaben sich statistisch signifikante Verluste an
„Macht“ und „Einfluss“ (p < 0,05), während umgekehrt die „berufsbezogene Arbeitsbelastung“ anstieg (p < 0,001). Entsprechend wurden „eigene
Karriereperspektiven“ (visuelle Analogskala von
- 5 bis + 5) nach Rückkehr deutlich negativer als
positiv empfunden (p < 0,0001; -1,3 ± 2), besonders von hochengagierten weiblichen Führungskräften (- 2,1 ± 2, p < 0,05 vs. übrige Subgruppen).
Dies beeinflusste den Wunsch nach einer weiteren EZ statistisch signifikant negativ. Direktoren
und Beschäftigte bewerteten EZ-Folgen signifikant verschieden. Die Interviews wiesen auf liberalere Vertretungs- und Teilzeitordnungen in den
Vergleichsinstitutionen in der Schweiz und in
Norwegen hin.
Folgerungen | Eine Elternzeit kann Karriereziele
gefährden. Studiendaten stützen vier Empfehlungen: 1. Schriftliche Bestandsaufnahme des Mitarbeiterstatus vor EZ. 2. Schriftliche Rückkehrvereinbarungen über Position und Aufgaben nach der
EZ. 3. Explizites Vertretungsschema für Beschäftigte in Elternzeit, möglichst durch eine Vertretungskraft. 4. Umdisposition von Mitteln, um zeitbegrenzte Teilzeitarbeit nach Rückkehr zu ermöglichen und Arbeitsausfälle für das Unternehmen
zu kompensieren.
Verfügbare Berichte zur Elternzeit (EZ) beinhalten
entweder Daten statistischer Zentralbüros im
Rahmen teils umstrittener [17] und regelmäßig
nicht begutachteter (Regierungs-)Studien oder
sind auf wenige Parameter mit niedrigem Antwortgrad in den Einzelinstitutionen beschränkt
bzw. anekdotisch. Daten, die direkt in repräsentativen Institutionen in einer sachlich umfassenden
Totalerhebung gewonnen wurden, wären „näher
dran“ als Studien nationalen Maßstabs und objektiver als Einzelfallberichte. Sie sind aber in der internationalen medizinischen Literatur bislang
spärlich, obgleich die Schlüsselfaktoren für die
­Arbeitszufriedenheit einzelner Menschen universell sind.
Methode
Studienteil 1 | Mit einer Befragung wurde die berufliche Entwicklung aller Eltern abgebildet, die
Originalarbeit
Elektronischer Sonderdruck zur persönlichen Verwendung
im Zeitraum 01 / 2009–06 / 2012 aus einer Elternzeit in ihre Beschäftigung an der Universitätsklinik
Hannover (MHH, ca. 9000 Beschäftigte) zurückgekehrt waren. Die gewonnen Angaben wurden mit
denen der getrennt befragten Vorgesetzen verglichen. Die MHH praktiziert verschiedene als familienfreundlich [20] apostrophierte Maßnahmen,
die gesetzliche Mindestanforderungen überschreiten. Darunter ist auch eine frei verwendbare
Zuwendung von 12 000 € / Fall an die Abteilungen
von Ärztinnen, die binnen eines Jahres aus der EZ
zurückgekehrt sind (sog. „Familien-LOM“).
Studienteil 2 | Aus dem Personaldatenbestand
wurden objektive, epidemiologische Kennzahlen
extrahiert; ein „benchmarking“ erfolgte an den
Unikliniken in Bergen (Norwegen, 11 000 Beschäftigte) und in Zürich (Schweiz, 6700 Beschäftigte).
Studienteil 3 | Experteninterviews mit den drei
Personalchefs rundeten das Bild ab; ▶ Abb. 1 fasst
das an STROBE-Kriterien [27] orientierte Studiendesign zusammen.
Details des Befragung | Der sozialwissenschaftlich erarbeitete, 44 Themenkomplexe umfassende
Fragebogen [6] wurde 11 / 2012 brieflich an alle
Beschäftigen versandt, die im Studienzeitraum
aus einer Elternzeit an ihren Arbeitsplatz zurückgekehrt sind (Einschlusskriterium). Der Bogenrücklauf erfolgte anonym. Eine separate Registrierpostkarte diente als Grundlage für Rücklaufbestimmung und zwei Erinnerungen.
Eingesetzt wurden:
▶▶ Likert-Skalen, uni- und bipolar (ULS: 0–5; n = 4
und BLS: -2 bis + 2; n = 10, jeweils mit „weiß
nicht“-Option)
▶▶ eine Visuelle Analog-Skala (VAS)
▶▶ kategorische (n = 21), d) offene (n = 6) und metrische (n = 3) Fragen.
Soziologische Variablen wurden den Befragten
vorab definiert, z. B. bedeutet der Begriff „Macht“
nach Max Weber [28]: „die Chance, den eigenen
Willen auch gegen Widerstreben durchzusetzen“.
Der Fragebogen für Abteilungsleiter (10 Fragen)
wurde entsprechend gehandhabt. Bögen und weiteres Material sind online verfügbar (https://
www.thieme-connect.com/products/ejournals/
abstract/10.1055/s-0041-100305).
Ausschlusskriterien | Auschlusskriterien waren
eine fehlende Wiederaufnahme von Beschäftigung
nach beendeter Elternzeit (Mitarbeiter) bzw. das
Fehlen elternzeitnehmender Mitarbeiter im Verantwortungsbereich eines Vorgesetzten (▶ Abb. 1).
Fragebogen-Auswertung | Nach Auslesen (Remark Office OMR Version 8.4, Gravic Inc., Malvern, PA, USA) sowie Kategorisierung transkribierter Freitexte wurde die Quelldatenbank am
25.2.2013 geschlossen. Analysen erfolgten sowohl für die gesamte Studienpopulation als auch
getrennt nach Subgruppen. Die wichtigsten Subgruppen waren:
▶▶ Frauen
▶▶ Männer
▶▶ Ärzte
▶▶ Akademiker (Ärzte und andere)
▶▶ Nicht-Akademiker
▶▶ Führungskräfte (Personal- oder Budgetverantwortung)
▶▶ Linienpersonal (keine Personal- oder Budgetverantwortung)
▶▶ Hochengagierte (Akademiker, Ärzte, Führungskräfte).
Die letzten 5 Gruppen wurden auch jeweils nach
weiblich und männlich getrennt analysiert.
Die Daten der Subgruppen wurden von der Gesamtheit subtrahiert und gegen den Rest getestet
bzw. wenn Überlappungen ausgeschlossen waren
Å(SLGHPLRORJLVFKH
(UKHEXQJ´
%HIUDJXQJDQGHU0++
([SHUWHQLQWHUYLHZV
4XHOOH$QDORJH)UDJHE|JHQYRQ
4XHOOH6$33HUVRQDO
'DWHQEDQNH[WUDNWLRQ
$Å(OWHUQ]HLW5FNNHKUHUQ´²
4XHOOH3HUVRQDOFKHIV
=ULFK%HUJHQ+DQQRYHU
Ã,GHQWLILNDWLRQDOOHU
(=5FNNHKUHUYRQ
²
Ã)OXNWXDWLRQ
Ã(='DXHU$OWHU
'LHQVWJUDGXVZ
2UWH
Ã0++DQQRYHU
Ã(7+=ULFK
Ã8QLYHUVLWHWVV\NHKXV
%HUJHQ1RUZHJHQ
Ã*HJHQVWlQGH $UEHLWVSODW]
YDULDEOHQ.DUULHUHSHUVSHNWLYH
(PRWLRQHWF
ÃQ DQJHVFKULHEHQ
ÃQ $XVVFKOXVVQLFKWHUZHUEVWlWLJ
ÃQ 3RVWXQ]XVWHOOEDU
ÃQ DNWLYH9HUZHLJHUXQJ7HLOQDKPH
Abb. 1 Methode – Dreiteiliges
Studiendesign. Die Studie
umfasste eine epidemiologi­
sche Datenerhebung aus dem
Personalregister, eine
Befragung von Beschäftigten
und Vorgesetzten an der MHH
und Interviews mit Personal­
chefs von drei Universitäts­
kliniken.
5FNODXIQ %DOOHQ$EWHLOXQJVOHLWHUQ
Ã*HJHQVWlQGH
ÃQ DQJHVFKULHEHQ
ÃQ $XVVFKOXVV$EWHLOXQJ
RKQH%HVFKlIWLJWHLQ(OWHUQ]HLW
5FNODXIQ Engelmann C et al. Weggegangen – Platz vergangen? Dtsch Med Wochenschr 2015; 140: e28–e35
e29
Elektronischer Sonderdruck zur persönlichen Verwendung
e30
Originalarbeit
Parameter
SAP-Datenbank
n = 709 Personen mit positiven
Einschlusskriterien
Befragung
n = 406 beantwortete Bögen
p-Werte
männlich / weiblich
1 : 4,4
1 : 4,7
> 0,05
Mittlere Elternzeitdauer für ein Kind
(Intervall 0–36 Monate)
13,6 ± 11,5
14,1 ± 9,9
> 0,05
Beschäftige mit Elternzeit < 4 Monaten (%)
22,9 %
17 %
> 0,05
Anteil Ärzte an Elternzeit-Rückkehrern
11,9 %
22 %
Ärzte mit operativer vs. konservativer
Disziplin
18 % vs. 82 %
19 %vs. 81 %
0,052
> 0,05
Die erste Spalte nennt charakterisierende Merkmale. Die zweite Spalte zeigt die aus der Personaldatenbank der ermittelten Ergebnisse für das
Gesamtkollektiv, die dritte Spalte nennt die Befragungsergebnisse der antwortenden Teilmenge. Es gab keine relevanten Unterschiede
zwischen der Gesamtpopulation der Elternzeit-Rückkehrer (n = 709) und der Antworter (n = 406). Auch der überlappungsfreie Vergleich
zwischen Antwortern und Nicht-Antwortern (Identifikation mittels fehlender Registrierkarten) auf alleiniger Grundlage der Personaldatenbank­
einträge ergab kaum Unterschiede (p > 0,05; Details nicht gezeigt).
Tab. 1 Antworter-Analyse für Rückkehrer aus Elternzeit; MH Hannover
untereinander verglichen. Es wurden Microsoft
Excel, SPSS 21.0 (IBM, USA; Kreuztafelstatistiken,
Korrelationen) und R Studio Vers. 0.997.551
(RStudio Inc., USA (Grafik) verwendet. Ordinale
Daten aus Likert-Skalen (z. B. Arbeitsplatzfaktorenbewertungen) wurden jeweils doppelt über
Histogramme und über Mittelwerte erschlossen.
Diese und Nominaldaten (z. B. Fluktuation) wurden mit dem Chi-Quadrat-Test bzw. dem McNemar-Test verglichen. Kategorien wurden konsolidiert, wenn Kreuztafeln mit erwarteten Zellenvolumina von < 5 vorlagen. Intragruppenvergleiche
(z. B. bei mit BLS gemessenen Aspekten) wurden
mit Binomialtests realisiert. Metrische Daten
wurden nach Kontrolle auf Normalverteilung
(Shapiro-Wilkins- und Kolmogorov-Smirnov-Test)
mit dem t-Test bzw. dem Mann-Whitney-Test
verglichen. Zur Darstellung der Elternzeitinan­
spruchnahme über die Zeit wurden Kaplan-­
Meier-Kurven erzeugt. Korrelationen wurden mit
Spearman-Rho (ordinal) und Pearson-Algorithmen (metrisch) errechnet.
Tab. 2 Ausbildungsstand der Antworter
Gruppe
Häufigkeit
m:w
Verhältnis
Ärzte
n = 91
1:2
in operativem
Fach
19 %
1:3
Facharzt
63 %
1:2
habilitiert
13 %
1:1
Oberarzt
12 %
2:1
davon relativ
andere Akademiker
n = 18
1:3
Nicht-Akademiker**
n = 284
1 : 6,5*
Fehlende Antworten
13 (3,2 %)
-
*
**
Vergleich Geschlechterverhältnis Nicht-Akademi­
ker vs. Ärzte bzw. übrige Akademiker, p < 0,001
davon ungelernt: n = 8
Engelmann C et al. Weggegangen – Platz vergangen? Dtsch Med Wochenschr 2015; 140: e28–e35
Die Extraktion epidemiologischer Angaben aus
den Personaldatenbanken erfolgte über sog.
„Queries“ (SAP R3, Waldorf / Deutschland). Die
­Experteninterviews wurden transkribiert.
Die Antwortrate von Beschäftigten, die im Studienzeitraum aus der Elternzeit zurückgekehrt waren, lag bei 57,3 %, von Abteilungsleitern antworteten 71,6 % (absolute Zahlen in ▶ Abb. 1). In
▶ Tab. 1 und ▶ Tab. 2 können Schweigeverzerrung
und Zusammensetzung des befragten Kollektivs
ersehen werden.
Der Anteil fehlender Werte (z. B. angekreuztes
„weiß nicht-Kästchen“) lag im Mittel bei 5 % ± 3,9 %
(Konfidenzintervall (KI) 95 %: 3,6–6,5), was Imputationsverfahren erübrigte. Bei Gegenständen mit
> 5 % fehlenden Werten wird die Zahl explizit ausgewiesen. Für ordinale Daten beziehen sich Prozentangaben auf die gültigen Antworten.
Ergebnisse
Einschätzungen | Das Thema „Elternzeit“ löste sowohl bei Mitarbeitern als auch bei ihren Vorgesetzten starke Emotionen [25] aus: Die erfragte Intensität lag bei 4 ± 2 von 5 möglichen Punkten, wobei
15 % keine Angaben machten. Die von den Betroffenen wahrgenommenen Reaktionen ihrer Vorgesetzten und Kollegen auf Elternzeitankündigungen
waren viel ausgeprägter positiv als negativ (p < 0,001
im Binomialtest; MW (BLS): 0,8 ± 0,9; fehlende
Werte 6,2 %). Der selbst wahrgenommene Verlust
von Wissen und Fähigkeiten nach EZ (bewertet auf
ULS von 1 = gar nicht bis 5 = sehr stark; fehlende
Werte: 7,4 %) war gering (z. B. für Ärzte: Bewertung
1 und 2 vs. 4 und 5: 65,5 % vs. 9,3 %, p < 0,001; MW:
1,8 ± 0,9; KI-95 %: 1,63–1,98), und moderat mit der
EZ-Länge korreliert (k = 0,5, p < 0,001).
Fluktuationen | Dennoch fand man nach EZ objektiv (in der Personaldatenbank) und subjektiv
Originalarbeit
UHODWLYH+lXILJNHLW
ʫS DOOH*UXSSHQ
ʫS DOOHbU]WH S )KUXQJVNUlIWH
YLHO
ZHQLJHU
ZHQLJHU
JOHLFK
PHKU
YLHO
PHKU
YLHO
ZHQLJHU
ZHQLJHU
0DFKW
PHKU
YLHO
PHKU
ʨʪQV DOOH*UXSSHQ
JOHLFK
(LQIOXVV
ʩS DOOHbU]WH S )KUXQJVNUlIWH
UHODWLYH+lXILJNHLW
Elektronischer Sonderdruck zur persönlichen Verwendung
YLHO
ZHQLJHU
ZHQLJHU
JOHLFK
PHKU
YLHO
PHKU
$UEHLWVEHODVWXQJ
(in der Umfrage) eine verdoppelte Fluktuation
(Eintritte und Austritte; Tab. A online Supplement) als bei Beschäftigten ohne EZ. 1 / 3 erwog
nach der Rückkehr einen Arbeitgeberwechsel
(58 % der Akademiker, fehlende Werte 7 %). 17 %
der Führungskräfte verloren ihre leitende Position (p = 0,11). 51,4 % aller Befragten konstatierten
„signifikante Änderungen“ ihres Tätigkeitsprofils, 21 % verloren gar alle oder nahezu alle ihrer
früheren Funktionen.
Tätigkeitsänderungen nach EZ | Kern der Studie
waren die Fragen nach den für das tägliche Fortkommen entscheidenden persönlichen Arbeitsplatzvariablen (▶ Abb. 2): In dieser Variablengruppe war der Anteil fehlender Werte extrem gering (0,6 % für Macht, 0,7 % für Arbeitsbelastung,
3,9 % für Einfluss). Hier fanden wir beispielweise
für „Macht“ und „Einfluss“ (soziologisch definiert)
einen signifikanten Abfall (p < 0,05) und umgekehrt für die „berufliche Arbeitsbelastung“ einen
signifikanten Anstieg (p < 0,001, ▶ Abb. 2).
Karriereaussichten | Im Ergebnis des dargestellten Erlebens war die durchschnittliche Wahrnehmung der eigenen Karriereaussichten nach Elternzeit (VAS von - 5 bis + 5; fehlende Werte: 7 %)
durchgehend negativ (MW: -1,3 ± 2; KI-95 %: -1,49
bis -1,08; ▶ Abb. 3). Die Analyse der Subgruppen
YLHO
NOHLQHU
NOHLQHU
JOHLFK
JU|‰HU
YLHO
JU|‰HU
*U|‰HGHVHLJHQHQ$XIJDEHQEHUHLFKV
Abb. 2 Entwicklung zentraler,
persönlicher Arbeitsplatzfakto­
ren nach Rückkehr aus EZ
Die Histogramme zeigen die
Ergebnisse verbal verankerter
Likert-Skalen von -2 bis + 2;
(sehr viel weniger als vorher
– weniger – unverändert
– mehr – sehr viel mehr als
vorher). Blau: Alle Antworter
(Ärzte, Schwestern, technisches
und Verwaltungspersonal,
n = 406), Grau: Ärzte (n = 91),
hell blau: Führungskräfte
(n = 47). Die Säulenbreite
entspricht der Anzahl gültiger
Antworten.
Die obere Klammer deutet die
binomialen Intragruppen-Tests
an (positive vs. negative
Bewertungen), mit jeweiligen
p-Werten; Pfeile: Richtung der
Änderung.
Intergruppen-Vergleiche:
„Macht“, „Einfluss“ und „Größe
des eigenen Aufgabengebietes“
wurden im größeren Umfang
von Führungskräften als von
Linienpersonal eingebüßt
(p = 0,061, p = 0,009, p = 0,006;
Chi2-Test).
Bei dem Parameter “Fachlicher
Anspruch der eigenen Tätigkeit
nach Rückkehr aus EZ” (Daten
nicht gezeigt) büßten
Nicht-Akademiker weniger ein
als Ärzte(p = 0,02)
zeigte, dass Männer besser abschnitten als Frauen
(p < 0,001) und Linienpersonal besser als Führungskräfte (p = 0,15). Die schlechtesten Karrierechancen nach EZ sahen weibliche Führungskräfte.
Die Bewertung der empfundenen Karriereaussichten nach EZ fiel auch mit steigendem Bildungsgrad ab (Ungelernte: -0,14; KI-95 % -0,17 bis
-0,11; abgeschlossene Lehre: -0,9; KI-95 %: -1,1
bis -0,7; Universitätsabschluss: -1,3; KI-95 %: -1,7
bis -0,9; p = 0,025). Die von Ärzten angegebenen
Werte unterschieden sich nicht signifikant von
denen der Nicht-Mediziner (p = 0,4).
Verhaltensänderungen durch Erfahrung | Befragte, die sehr negative Erfahrungen nach der
ersten Elternzeit (VAS-Angabe ≤ -3, n = 84) gemacht haben, planten signifikant seltener eine
zweite Elternzeit (72 % vs. 92 %, p = 0,007) oder
wollten diese häufiger verkürzen (25 % vs. 8 %,
p < 0,05; online Supplement) als Mitarbeiter, die
keine Karrierenachteile erlebt hatten (VAS ≥ 0),
n = 144). Dieser Effekt war signifikant für die
Summe aller Beschäftigten. Eine verfeinerte
Analyse identifizierte diese „Selbstzensur“ als
eine spezifisch weibliche Reaktion, denn andere
Subgruppen mit subjektiv erlebten Nachteilen
änderten ihre Entscheidungen hinsichtlich weiterer Elternzeiten kaum (z. B. Männer, p > 0,05;
online Supplement).
Engelmann C et al. Weggegangen – Platz vergangen? Dtsch Med Wochenschr 2015; 140: e28–e35
e31
e32
Originalarbeit
Die Perzeption der Elternzeitfolgen durch Vorgesetzte unterschied sich statistisch signifikant
(p < 0,05 bis p < 0,001) von der der betroffenen
Mitarbeiter und zwar bei zentralen Parametern
wie Inzidenz und Wertung von Tätigkeitsveränderungen, Fachwissensverlust und der als optimal
empfundene Länge der Elternzeit. Die Vorgesetzten nahmen eine Änderung des Tätigkeitsbereiches seltener wahr und schätzten sie positiver ein
als die Betroffenen (Vorgesetzte: 0,76 ± 0,48; KI95 %: 0,45 bis 0,79 vs. Mitarbeiter: 0,19 ± 1,1; KI95 % -0,003 bis 0,39; gemessen auf BLS -2 = sehr
schlecht bis +2 = sehr gut). Während die Rückkehrer aus der Elternzeit ihren Fachwissensverlust
selbst als gering empfanden, schätzen die Vorgesetzten ihn größer ein. Zudem empfanden Vorgesetzte eine kürzere Elternzeitdauer als optimal als
ihre Mitarbeiter (14,8 ± 19,7 vs. 18,8 ± 20 Monate,
p < 0,05).
Vertretung während der EZ | Bei 15 % der Rückkehrer aus Elternzeit bestand gar keine Regelung, für
1 / 3 wurde ein Vertreter eingestellt. Beim Rest
übernahmen die Kollegen deren Aufgaben mit.
17 % aller Rückkehrer erhielten ihren alten
Verantwortungs­bereich nicht zurück, weil dieser
nach der EZ von Kollegen besetzt blieb. Rückkehr-
vereinbarungen existierten in 7 % aller Fälle schriftlich, in 30 % mündlich. 16 % der Direktoren bewerteten die Auswirkung von EZ für die Arbeitsbe­
wältigung ­ihrer Einheit als „extrem negativ“.
EZ-Folgen nach Bildung und Status | Bei Mitarbeitern mit einer begehrten Position (z. B. Führungskräfte, besondere klinische Funktion) verschlechterten sich die oben dargestellten individuellen
Arbeitsplatzparameter (z. B. „Macht“, „Arbeitsbelastung“ usw.) und zukünftige Karriereaussichten
nach EZ signifikant stärker (p < 0,05 bis p = 0,15) als
bei jenen (z. B. Ungelernten), die wenig begehrte
Jobs ohne spezielle Karriereaussichten erledigten
(z. B. Transportdienst) und deren Rückkehr uneingeschränkt begrüßt wurde. Dementsprechend unterschieden sich auch die Urheber für Elternzeitassoziierte Veränderungen: So spielten bei Führungskräften Gleichrangige (30 %) häufiger als bei
anderen Gruppen eine entscheidende Rolle.
Teilzeit nach EZ | Auch bezüglich des Komplexes
„Teilzeit (TZ) nach Elternzeit“ erbrachte eine statusmäßige Stratifizierung signifikante Unterschiede. So übertrafen bei den Arbeitszeitprozenten Ärzte (80 ± 27 %; KI-95 % 74–85%) die NichtMediziner (60 ± 29 %; KI-95 % 56–63 %, p < 0,0001)
und Führungskräfte die Mitarbeiter (76 ± 30 % vs.
65 ± 28 %; p < 0,05). In 41 % wurden bei Veränderung des Tätigkeitsprofils den Betroffenen erklärt,
dass Teilzeit-Arbeiter aufgrund mangelnder Flexibilität und erhöhtem Organisationsaufwand für
die bisherige Stelle ungeeignet seien. Trotz eines
insgesamt gestiegenen TZ-Anteils (21 % der Gesamtbelegschaft vs. 69 % der Rückkehrer) und signifikant gefallener Arbeitszeitprozente (von
90 ± 21 % auf 65 ± 29 %; KI-95 %: 88–92 % und 62–
Abb. 3 Einschätzung eigener Karriereperspektiven durch die Betroffenen nach Rückkehr aus Elternzeit.
a) Punktewolke aller Bewertungen auf einer verbal verankerten, bipolaren Visuellen Analog-Skala. Die Häufigkeit negativer
Bewertungen übertraf über alle Subpopulationen hinweg die positiver Bewertungen in signifikanter Weise (p < 0,001;
Binomialtest) außer bei Männern (n. s.). Führungskräfte hatten die meisten negativen Bewertungen (72 %).
b) Box-Plots für Subgruppen: Die mittlere Bewertung der Karriereaussichten nach Elternzeit verschlechtert sich in der
Reihenfolge: männlich > männliche Führungskraft > weiblich > weibliche Führungskraft; männlich vs. weiblich p < 0,001,
Führungskräfte vs. Linienpersonal p = 0,15.
D
PlQQOLFK
ZHLEOLFK
PlQQOLFKH)KUXQJVNUDIW
ZHLEOLFKH)KUXQJVNUDIW
E
JOHLFK
.DUULHUHSUHVSHNWLYHDXIYLVXHOOHU
$QDORJVNDOD
HKHUEHVVHU
*UXSSHQ
HKHUVFKOHFKWHU
.DUULHUHSUHVSHNWLYHDXIYLVXHOOHU
$QDORJVNDOD
Elektronischer Sonderdruck zur persönlichen Verwendung
Intragruppenvergleiche | Nicht alle Beschäftigtengruppen nahmen die Elternzeit gleichmäßig in
Anspruch. Ärzte, die operativ arbeiten, gingen seltener in Elternzeit als ihre Kollegen, die konservativ arbeiten (20 % vs. 80 %). Fachärzte (63 %) nahmen Elternzeit häufiger in Anspruch als Ärzte in
der Weiterbildung und – immer noch – gingen
Frauen viel häufiger in Elternzeit als Männer
(▶ Abb. 4) [17, 12].
²
²
PlQQOLFK
1XPPHUGHU$QWZRUW
Engelmann C et al. Weggegangen – Platz vergangen? Dtsch Med Wochenschr 2015; 140: e28–e35
PlQQOLFKH
)KUXQJVNUDIW
ZHLEOLFK
ZHLEOLFKH
)KUXQJVNUDIW
Originalarbeit
Ländervergleich | Der Ländervergleich (vgl.
▶ Tab. A, Online-Supplement) ergab: Die Fluktuation nach Elternschaft stieg auch in Zürich, betrug
aber nur die Hälfte des deutschen Wertes
(p < 0,001). Im Interview hieß es dazu, man mache
großzügig Teilzeitofferten, um die bislang fehlende gesetzliche EZ in der Schweiz zu kompensieren. Im norwegischen Universitätskrankenhaus
übertraf allein der Anteil der männlichen EZ-Ärzte an der Gesamtbelegschaft den Anteil aller Mediziner in Elternzeit an der MHH. Berichtet wurde
von einer ausgeprägten Praxis, Vertreter einzustellen, einer Bindung der Elterngeldzahlung an
väterliche Beteiligung und wirksam durchgesetzten Anti-Diskriminierungsregeln [31] etwa in
puncto TZ.
Diskussion
Zahlreiche neben den Fragebögen eingehende Zuschriften sowie die Verweigerung von Kooperation durch Wissenschaftler, die Nachteile befürchten, können als Hinweis gelten, dass die causa „Elternzeit im Krankenhaus“ in einem Spannungsfeld zwischen politischer bzw. sozialer Erwünschtheit und Ist-Zustand liegt.
Die Befragungs-Ergebnisse zeigen mit unbeträchtlicher Schweigeverzerrung (▶ Tab. 1), dass einer
positiven Aufnahme der angekündigten Elternschaft ein ernüchterndes Ergebnis in puncto Fluktuation, ungewollter Tätigkeitsänderung und Positionsverlust folgt. Die berufsbezogene Arbeitsbelastung steigt signifikant an, während im Gegenzug Macht und Einfluss fallen. Ein bei diesen Variablen extrem geringer Anteil fehlender Antworten
mag unterstreichen, dass eigene, zentrale Arbeitsplatzvariablen sehr bewusst erlebt werden. Die resultierende Reduktion der Karriereaussichten
(VAS) übertrifft Literaturangaben [30] und dass obgleich „Familienfreundlichkeit“ ein erklärtes Organisationsziel der untersuchten Institution war.
Schlechte Erfahrungen nach einer Elternzeit, wie
beeinträchtigte Karriereaussichten, hatten Auswirkungen auf zukünftiges Verhalten: Die Betroffenen planten keine oder nur eine verkürzte zweite Elternzeit ein. Diese Ergebnisse könnten eine
empirische Erklärung für die niedrigen Geburtenraten bei Berufstätigen [11, 13, 16] darstellen.
An dieser Stelle ist eine technische Bemerkung
hilfreich. Die dargelegten Schlussfolgerungen zu
ordinal skalierten Ergebnisparametern beruhen
jeweils auf Kreuztafelvergleichen und einer deskriptiv-statistischen Mittelwertanalyse. Letztere
ist in der messwertorientierten, medizinischen
Forschung gängig, unterliegt aber biometrischen
[6, 7] als auch an diesem Beispiel anschaulich werdenden sachlich-soziologischen Vorbehalten:
*UXSSHQ
0lQQHU
)UDXHQ
)KUXQJVNUlIWH
$QWHLO%HVFKlIWLJWHULQ(OWHUQ]HLW
Elektronischer Sonderdruck zur persönlichen Verwendung
67,8 %) beklagten viele eine schlechte tatsächliche
Verfügbarkeit von TZ-Arbeit.
bU]WH
'DXHU 0RQDWH
Abb. 4 Zeitliche Verlaufskurven der Inanspruchnahme von Elternzeit durch Krankenhausperso­
nal (Extraktion aus der Personaldatenbank) im Intervall 0–36 Monate (maximale gesetzliche
Länge für ein Kind) dargestellt als Kaplan-Meier Kurve. Die mittlere Dauer (in Monaten, alle:
18,8 ± 20, KI-95 %: 16,8–20,1) variierte signifikant zwischen Ärzten und Nicht-Ärzten (10,2 ± 9,2
vs. 21,6 ± 21,8; p < 0,0001), Männern und Frauen (3,6 ± 3,1 vs. 21,9 ± 20; p < 0,0001) sowie
zwischen Führungskräften und Linienpersonal (14,9 ± 16 vs. 19,2 ± 20 Monate; p < 0,05,
Mann-Whitney; p = 0,121, t-Test)
Nach EZ war die Durchschnittsbewertung für viele Arbeitsplatzfaktoren negativ. Bei einigen jedoch
(z. B. „Größe des eigenen Aufgabenbereichs“;
„fachlicher Anspruch“; ▶ Abb. 2) hatte sich scheinbar nichts durch die Elternzeit verändert. In den
zugehörigen Häufigkeitsverteilungen (▶ Abb. 2)
fanden sich aber jeweils neben den positiven ca.
20 % sehr negative Bewertungen. Man könnte dies
als Minderheiteneinschätzung abtun. Diese Beurteilungen können bei der am Arbeitsplatz gewöhnlich herrschenden sozialen Transparenz
(„Flurfunk“) [32] andere davon abhalten, EZ zu beanspruchen. Hierzu können entsprechend dem
sogenanneten „Paradox der Abschreckung“ bereits wenige Fälle, für die man die klassische Metapher der „Köpfe auf Palisaden“ [5] kennt, ausreichen. Damit bleibt das arithmetische Ergebnis unauffällig, das soziale nicht.
Elternzeit hatte in unserem Kollektiv verschiedene Folgen je nach Bildung und Status [3] der Betroffenen. Besonders Hochengagierte unterlagen
spezifischen Risiken. Dies wiederholte sich beim
Komplex Teilzeitarbeit: Für deren Inanspruchnahme öffnete sich eine vor der EZ noch unsichtbare Kluft zwischen unterschiedlich karriereorientierten Gruppen und zwar weit über Signifikanzgrenzen hinaus. Für Ärzte und Führungskräfte war es signifikant schwieriger, nach der Pause
Engelmann C et al. Weggegangen – Platz vergangen? Dtsch Med Wochenschr 2015; 140: e28–e35
e33
e34
Originalarbeit
in Teilzeitarbeit einzusteigen als für Nicht-Mediziner und Linienpersonal.
Elektronischer Sonderdruck zur persönlichen Verwendung
Das Karriererisiko von TZ-Arbeit nach EZ ist offensichtlich; sie wurde von den Beschäftigten als
Hauptgrund (41 %) für eine unerwünschte Veränderung des Tätigkeitsprofils nach EZ genannt,
weswegen diese bei Männern [17, 12] ein marginales Phänomen (8 %) bleiben mag.
Trotz einer deutlichen Zunahme von TZ-Zahlen
nach EZ, konnte (ausweislich zahlreicher FreitextAngaben [2, 26]) Teilzeit nicht entsprechend des
Bedarfs in Anspruch genommen werden. Die Teilzeit-Arbeit wurde entweder nicht eingeräumt
oder als Verzicht auf ambitionierte Karriereziele
gedeutet [8].
Zu den Managementproblemen von Elternzeit im
Betrieb kann beitragen, dass Rückkehrer und Vorgesetzte Elternzeitfolgen signifikant unterschiedlich bewerteten; dies unterstreicht die Notwendigkeit ihrer Inventur.
Unser internationales „benchmarking“ weist darauf hin, dass nicht „Konsensfiktionen“ sondern
wirksame Anti-Diskriminierungsregeln, Vertretungsordnungen und Teilzeitmodelle EZ-Benachteiligungen vermeiden, die Fluktuation senken
und Familien fördern können (Kinder / Frau p. a.
[2009–2012]: 1,94 ± 0,04 [No], 1,51 ± 0,02 [CH],
1,37 ± 0,01 [D], [23, 22, 21]).
Der Wettbewerb der Beschäftigten untereinander
um Entscheidungsfreiheiten und Handlungsspielräume ist ein bislang unzureichend beleuchteter
Faktor für die Bewertung der Elternzeitfolgen. Das
damit einhergehende mikropolitische „Gerangel“
gilt als am erbittertsten dort, wo um (berufliche)
Zukunftsaussichten „gespielt“ wird [14], also genau in der Altersgruppe junger, karriereorientierter Berufstätiger. Finanzielle Hilfen (etwa eines
wohlmeinenden Arbeitgebers) zur Wahrung der
Chancen berufstätiger Eltern, die das Spielfeld für
eine Elternzeit vorübergehend verlassen, entfalten kaum Wirkung.
Grundlegend notwendig ist indessen ein standardisiertes, „einforderbares“ Rahmenwerk zum Management aller Aspekte der Elternzeit.
Elemente dessen sind:
1. Klare Dokumentation des Status Quo eines
Mitarbeiters vor der Elternzeit.
2. Niederlegung einer verbindlichen Rückkehrvereinbarung um einen „Weggegangen–Platz
vergangen“–Effekt zu verhindern. Gedächtnisinhalte sind plastisch, die Überlieferungsdauer lange – eine Schriftlichkeit, wenn auch
knapp, ist erforderlich.
3. Zentral dürfte eine individuelle Vertretungsregelung während der EZ sein. Dies wirkt einer
„Selbstzensur“ der Betroffenen hinsichtlich
Engelmann C et al. Weggegangen – Platz vergangen? Dtsch Med Wochenschr 2015; 140: e28–e35
der EZ-Länge (zu kurz) entgegen, was wiederum sinnvolle, längere Vertretungseinheiten
ermöglicht. Die Vorteile einer Vertretung sind:
▶▶Die Position von Mitarbeitern in Elternzeit
bleibt gegenüber benachbarten Kompetenzgebieten abgegrenzt.
▶▶Die Arbeitsbelastung Dritter steigt nicht.
▶▶Die Vertretungssituation ist zeitlich klar begrenzt.
▶▶Die von Direktoren beklagte Gefährdung des
Organisationserfolgs durch EZ unterbleibt.
Die Vertretung gewinnt an Kompetenzen,
was auch der Wissenslogistik der Organisation zugutekommt.
4. Mittel (wie z. B. intrainstitutionelle Zuwendungen) sollten umgewidmet werden, um
durch Teilzeit bedingte Erschwernisse in den
Abteilungen (z. B. von Schichtdienstorganisation) zeitbegrenzt zu kompensieren. Auch in
der vorliegenden Studie wurde bei allen Gruppen der Befragten ein starker Wunsch nach
TZ-Tätigkeit sichtbar, wobei gleichzeitig bekannt ist, dass fehlende TZ-Möglichkeiten eines der Haupthindernisse für eine frühe Rückkehr aus EZ darstellen [17, 4].
Limitationen der Studie | Es konnte nicht nach einem bzw. mehreren Kindern differenziert werden. Die praktisch bedeutsame Frage, ob Bewältigungsstrategien, die beim ersten Kind hinreichend sind, mit der Geburt eines zweiten versagen, bleibt unbeantwortet. Der Nord-Süd-Vergleich epidemiologischer Daten wäre durch
gleichlautende, ressourcenintensive Befragungen
an den anderen Standorten zu vervollständigen.
Konsequenz für Klinik und Praxis
▶▶ Elternzeit ist ein bedeutendes Ereignis in der
individuellen Erwerbsbiographie medizinischen
Personals, das in einem hoch kompetitiven
Umfeld fachliche Deklassierung nach sich
ziehen kann.
▶▶ Insbesondere hochengagierte Beschäftigte
werden nur dann zuversichtlich in Elternzeit
gehen, wenn sie darauf vertrauen können, dass
ihr fachlicher Status und ihre beruflichen
Perspektiven gesichert bleiben.
▶▶ Hierfür ist ein spezifisches Rahmenwerk zu
schaffen.
Danksagung
Wir danken den vormaligen MHH Präsidiumsmitgliedern
Prof. D. Bitter-Suermann und H. Baumann für politische und
finanzielle Unterstützung für Porto und Druckauslagen.
Frau W. Lynas, Personalentwicklerin in Bergen / Norwegen
gab hilfreiche Kritik;
Dr. U. Sieger / MHH transkribierte die Fragebögen;
Prof. em. Dr. Werner Voß, Professur für Statistische Metho­
den, Fakultät für Sozialwissenschaft der Ruhr Uni Bochum,
steuerte Kommentare und Prüfberechnungen bei;
Prof. Dr. G. Dikta, Fachbereich Mathematische Statistik, FH
Aachen / Jülich, half mit dem Programm R und Analysen. Die
Personalwirte M. Ufrecht and B. Wehrlein, in Zürich, Olaf Pan­
kalla in Hannover sowie T. Søreide und A.R. Skirbek in Ber­
Originalarbeit
gen / Norwegen führten die arbeitsintensiven Personaldaten­
extraktionen inklusive Kreuzüberprüfungen aus.
S. Lukat / Sanofi Berlin steuerte Excel-Expertenwissen zur Ana­
lyseüberprüfung bei.
Schließlich trugen C. Neuperger (MHH Beschäftigungsthera­
pie) , J. Barke M.A. (MHH Medienabteilung ) und Hr. Bernhard
(Poststelle) mit haptisch, graphisch und philatelistisch attrak­
tiven Fragebogensendungen zum guten Rücklaufergebnis
der umfassenden Befragung bei.
Die Studie wurde am 9.9.2014 einem Expertengremium im
Bundesministerium für Familie, Soziales, Frauen und Ju­
gend / Berlin vorgestellt.
Literatur
Abé N, Müller P, Neubacher A, Reiermann C. Fudged
Results: Family Minister accused of twisting the truth.
http://www.spiegel.de/international/germany/
german-family-minister-accused-of-twisting-truth-onpolicy-report-a-909521.html; letzter Zugriff
28.01.2015.
2 Berkowitz CD, Frintner MP, Cull WL. Paediatric resident
perceptions of family-friendly benefits. Acad Pediatr
2010; 10: 360–366.
3 Boll C. Lohneinbußen von Frauen durch geburtsbeding­
te Erwerbsunterbrechungen. Der Schattenpreis von
Kindern und dessen mögliche Auswirkungen auf
weibliche Spezialisierungsentscheidungen. Eine
quantitative Analyse auf Basis von SOEP-Daten. p.152.
Lang Internationaler Verlag der Wissenschaften,
Frankfurt / Main 2012
4 Federal Ministry for Familiy Affairs, Senior Citizens,
Women and Youth. Family Report 2012: 71.
Erhältlich: http://www.bmfsfj.de/RedaktionBMFSFJ/
Broschuerenstelle/Pdf-Anlagen/Familienreport-2012-en
glisch,property=pdf,bereich=bmfsfj,sprache=de,rwb=tr
ue.pdf, letzter Zugriff 28.01.2015
5 Conrad J. Das Herz der Finsternis, Blackwoods Magazine
London 1899, zeitgenössisch: Penguin books, London,
2008.
6 Faulbaum F, Prüfer P, Rexroth M. Was ist eine gute
Frage? Systematische Evaluation der Fragenqualität.
VS Verlag für Sozialwissenschaften Wiesbaden 1. Aufl.
2009, 1–263
7 Groves, RM, Fowler FJ, Couper MP et al. Survey
methodology. John Wiley & Sons, Hoboken / NJ, 2013.
8 Halrynijo S, Lyng ST. Preferences, constraints or
schemas of devotion? Exploring Norwegian mothers’
withdrawals from high-commitment careers. Br J Sociol
2009; 60: 321–343.
9 Heymann SJ, Gerecke M, Chaussard M. Paid Health and
family leave: the Canadian experience in the global
context. Can J Public Health 2010; 101 Suppl 1: 9–15
10 Jenni A. [Die französische Kunst des Krieges],
Commentaires II : 110–113, Gallimard, Paris / France
2011. Französisch.
11 Kalwij A. The impact of family policy expenditure on
fertility in Western Europe. Demography 2010; 47:
503–519.
12 Kazura K. Fathers’ qualitative and quantitative
involvement: An investigation of attachment,play, and
social interactions. J Men’s Stud 2000; 9: 41–57.
Elektronischer Sonderdruck zur persönlichen Verwendung
1
13 Krapf S. Public Childcare Provision and Fertility
Behavior. A Comparison of Sweden and Germany.
p.139, Budrich Uni Press, Opladen / Germany und
Toronto / Canada, 2014
14 Küpper W, Ortmann G. Mikropolitik. Rationalität, Macht
und Spiele in Organisationen. Westdeutscher Verlag
Opladen, 198.
15 Mervis J. Scientific workforce. NSF touts family-friendly
policies as boon to women. Science 2011; 333: 1811
16 Metz-Göckel S, Moeller C, Auferkorte-Michaelis N.
Wissenschaft als Lebensform – Eltern unerwünscht?
Kinderlosigkeit und Beschäftigungsverhältnisse des
wissenschaftlichen Personals aller nordrhein-westfäli­
schen Universitäten. Verlag Barbara Budrich,
Opladen / Germany, 2009
17 Bundesministerium für Familie, Senioren, Frauen und
Jugend. Elterngeldbericht 2008. Drucksache
16/10770:19-11. Erhältlich: http://www.bmfsfj.de/
RedaktionBMFSFJ/Abteilung2/Pdf-Anlagen/elterngeld­
bericht-2008,property=pdf,bereich=,sprache=de,rwb=t
rue.pdf; letzter Zugriff 28.01.2015.
18 Rossin-Slater M, Ruhm CJ, Waldfogel J. The effects of
California’s paid family leave program on mothers’
leave-taking and subsequent labour market outcomes.
J Policy Anal Manage 2013; 32: 224–225.
19 Section on Medical Students, Residents and fellowship
trainees; committee on early childhood. Parental leave
for residents and pediatric training programs. Pediatrics
2013; 131: 387–390.
20 Stutzer E. Family-friendliness in business as a key issue
for the future. GMS Z Med Ausbild 2012; 29: Doc 34.
21 Statistisches Bundesamt, Bonn
22 Statistisches Bundesamt Neuchâtel, Schweiz
23 Statistisk Sentralbyrå Oslo
24 Sweeney N. University of California: union improves
postdocs rights. Nature 2012; 491: 333.
25 Tourangeau R, Rips LJ, Rasinski K. The psychology of
survey response. Response contraction bias: 248.
Cambridge University Press (2000).
26 Troppmann KM, Palis BE, Goodnight JE et al. Women
surgeons in the new millennium. Arch Surg 2009; 144:
635–642.
27 von Elm E, Altman DG, Egger M et al. STROBE Initiative.
The Strengthening the Reporting of Observational
Studies in Epidemiology (STROBE) statement:
guidelines for reporting observational studies.Lancet
2007; 370: 1453–1457.
28 Weber M. Wirtschaft und Gesellschaft, 1922, Mohr,
Tübingen.
29 Weizblit N, Noble J, Baerlocher MO. The feminisation of
Canadian medicine and it’s impact upon doctor
productivity. Med Educ 2009; 43: 442–448.
30 Willet LL, Wellons MF, Harting JR et al. Do women
residents delay childbearing due to perceived career
threats? Acad Med 2010; 85: 640–646.
31 [Work environment act of 2006], chapter13. Online:
https://lovdata.no/dokument/NL/lov/2005-06-1762#KAPITTEL_13, letzter Zugriff 06.02.2015
32 Zagare FC, Kilgour DM. Deterrence, Cambridge
University Press, 2000.
Interessenkonflikt
Die Autoren erklären, dass
außer den Gehältern, die sie
von ihren arbeitgebenden
Institutionen (Zürich, Hannover,
Bergen, Brandenburg) erhielten,
es keine finanziellen oder
anderweitigen Verbindungen
zu Dritten gab. Das Präsidium
der MHH trug die Porto- und
Druckkosten in Höhe von
5000 € für die Fragebögen,
ohne auf die Studie zu
irgendeiner Zeit Einfluss zu
nehmen.
DOI 10.1055/s-0041-100305
Dtsch Med Wochenschr 2015;
140: e28–e35
© Georg Thieme Verlag KG ·
Stuttgart · New York ·
ISSN 0012-0472
Engelmann C et al. Weggegangen – Platz vergangen? Dtsch Med Wochenschr 2015; 140: e28–e35
e35
Original paper
Career perspectives of hospital health workers after maternity
and paternity leave: survey and observational study in Germany
Carsten Engelmann1, Gudela Grote2, Bärbel Miemietz3, Bernhard Vaske4, Siegfried Geyer5
Elektronischer Sonderdruck zur persönlichen Verwendung
Abstract
Objective | A term of maternity and paternity (parental) leave now becomes a frequent waypoint
on the career paths of medical personnel. Hospitals are highly competitive environments. The
question employees face irrespective of surrounding conditions is how such a leave may alter their
personal work situations and careers upon return.
Design and Participants | We surveyed 709 leavetakers and 88 directors of a university hospital
(9000 staff, years 2009–2012, response rates:
n = 406 and n = 63) for outcome and attitudes concerning individual, sociologically defined workplace factors after return. In parallel, objective
epidemiology data were extracted and benchmarked.
Setting | University hospitals in Germany, Switzerland, Norway.
Results | The subject of parental leave elicited
very high emotionality score values (4.0 ± 2 out of
5) in all stakeholders. Superiors’ appraisal of employees’ parental leave appeared to be signi­
ficantly more often positive than negative
(p < 0.001, mean + 0.8 ± 0.9 on a bipolar Likert scale [BLS] from -2 to + 2). Contrasting with this, in
leave takers the annual labour turnover doubled
to 39 %; 51 % experienced significant task profile
changes, 58 % of doctors thought about changing
their employer after the leave and 17 % of leavetaking executives lost status. For central workplace parameters (determined on BLS), after leave we found significant drops in employees’ „power“ and „influence“ (pΔ < 0.05) whereas „professional workload“ increased highly significantly
(pΔ < 0.001). As a possible result, career perspec-
Introduction
Numerous institutions [1], states [2] and countries
[3] have broadened the traditional maternal leave
to maternity and paternity leave (MPL) policies:
new parents of both sexes have the right to pause
(frequently with public allowance [3]) from their
job for a maximum of 3 years in order to care for
their children and afterwards return to their jobs.
Also in hospitals [4, 5] and biomedical research [6]
„family friendliness“ increasingly counts among
tives after return (measured on a bipolar visual
analogue scale from -5 to + 5) were perceived significantly more negatively than positively
(pΔ < 0.0001, mean: -1.3 ± 2), especially by highcommitment staff (e. g. female executives, mean:
-2.1 ± 2, pΔ < 0.05 vs. others). These perceptions significantly influenced future choices concerning
potential further terms of leave.
In 41 % of undesirable changes after leave parttime work was identified as related cause. In highcommitment staff, coequal colleagues were another important source (34 %) of change. Directors
and employees perceived outcomes to be significantly different across a range of parameters.
The Swiss and Norwegian comparators appeared
to have more liberal substitution and part-time
schemes.
Affiliations
1 Klinikum Brandenburg,
Pediatric Surgery, D-14770
Brandenburg, Germany
2 Department of Management, Technology and
Economics, University of
Zürich (ETH), CH-8092
Zürich, Switzerland
3 Women’s Representative
Office, Hannover Medical
School (MHH), 30 625
Hannover, Germany
4 Institute for Statistics and
Biometry, Hannover
Medical School (MHH),
30 625 Hannover, Germany
5 Medical Sociology Unit,
Hannover Medical School
(MHH), 30 625 Hannover,
Germany
Conclusions | This study shows that in a competitive hospital environment parental leave can effectively demote medical employees in their jobs
despite institutions’ aims towards „family friendliness“. High-commitment staff will only confidently take leave of adequate length when an institutional framework for the management of all
related aspects gurantees no change in their status
or career perspectives. Study-data support four
requirements:
1. Formal recognition of the leave taker’s status
pre-leave
2. Establishment of a written („claimable“) return policy
3. Substitution scheme for each individual, preferably by a locum
4. Redirection of funds to facilitate and protect
part-time work schemes temporarily after return.
the canonic values. At the same time major (university) hospitals are extremely competitive
workplaces [7]. The acceptance of MPL offers probably depends on the leave-takers career perspectives [8] after return.
Reports on MPL rely either on data from statistical
central offices in large scale governmental studies
[9] or on isolated cases i. e. „claims and beliefs“.
Data directly from institutions could be closer to
the subject than the former [10] and more objective than the latter. They are sparse in the interEngelmann C et al. Career perspectives of hospital ...
Correspondence
Dr. med. Dr. rer. nat.
Carsten Engelmann
Kinderchirurgie, Klinikum
Brandenburg
Hochstr. 20
14 770 Brandenburg an der
Havel
ceng@bdc.de
Dtsch Med Wochenschr 2015; 140
Original paper
national literature although the key factors of individual work satisfaction are universal.
Elektronischer Sonderdruck zur persönlichen Verwendung
Method
We surveyed the career development of parents
who returned from MPL to their jobs at Hannover
Medical School, Germany (MHH, ca. 9000 employees) from 2009 until 06/2012. This data was balanced against directors views and objective personnel data. For benchmarking corresponding
epidemiologies were extracted in the uni-hospitals of Zürich, Switzerland (approx. 6900 employees) and Bergen, Norway (approx.11 800 employees) and complemented with expert interviews
(HR-directors).
44 items were explored anonymously with uniand bi-polar 5 point Likert-scales (including „don’t
know“ options), visual analogue scales (VAS) plus
categorical (CAT) and free text (FT) questions. Data
were computed with cross-table, mean-value and
­ xcel). Full study
correlation statistics (SPSS, R, E
­details can be accessed at h
­ ttps://www.thiemeconnect.de/products/ejournals/html/10.1055/
s-0041–100305.
The response rates from elegible leave-takers
(n = 709) and directors (n = 88) were 57.3 % and
72 % respectively. Responder / Non-responder analyses showed that samples were statistically representative (▶ Table 1).
Results and Discussion
MPL comes at a time when emotions are naturally
highly charged; both employees and directors rated [11] their emotional reactions to be so (4.0 ± 2
of 5).The existence of anonymous letters and the
denial of cooperation by some scholars and hospital officials alike, for fear of personal disadvantage, reveals tension between the social desirability of MPL and the actual maintenance of professional status.
Table 1 Responder analysis for
employees who returned from
MPL; Hannover site.
Parameter
SAP DATABASE
n = 709
persons elegible
SURVEY
n = 406
responders
pΔ
male / female ratio
1 : 4.4
1 : 4.7
n. s.
mean duration MPL for one child
(months)
13.6 ± 11.5
14.1 ± 9.9
n. s.
employees with parental leave < 4
months (%)
22.9 %
17 %
n. s.
% medical doctors of all leave takers
11.9 %
22 %
n. s.
(0.052)
operative vs. non-operative discipline
18 vs. 82 %
19 vs. 81 %
n. s.
Engelmann C et al. Career perspectives of hospital ... Dtsch Med Wochenschr 2015; 140
MHH practises a „family friendly [12]“ institutional policy1 which exceeds national legal requirements. Accordingly, the measured reactions of
employees and directors to MPL [11] were extremely positive. The loss of knowledge and abilities
experienced by returning leave-takers was very
modest.
Nevertheless post-leave the labour turnover rate
objectively (HR-database) and subjectively (survey) doubled; 1/3 of all employees (58 % of academics) thought about changing employer after return; 17 % of executives experienced loss of status
(pΔ = 0.11). Overall 51.4 % experienced significant
work profile changes; 21 % lost most or all of their
previous responsibilities.
Core to the survey were personal workplace factors which were decisive for daily professional advancement and satisfaction: Here we found, e. g.,
a significant drop of sociologically-defined2 „power“ and „influence“ and in turn a highly significant increase of „professional workload“ (▶ fig. 1).
As a result, career perspectives post-leave (VAS,
▶ fig. 2) were universally (for means) perceived
negatively. Within subgroups, men rated their
perspectives better than women (pΔ < 0.001, exceeding literature figures [8]) and line personnel
better than executives (pΔ = 0.15); consequently
female executives brought up the rear. When career perspectives were related with respondents’
statements concerning a potential second MPLterm one could clearly see the effects of previous
experience on future behaviour: Respondents
with very negative VAS ratings (≤ -3, n = 84 compared to positive-raters [VAS ≥ 0], n = 144) would
significantly less often take a second term (72 % vs.
92 %, pΔ = 0.007) and if so significantly more would
shorten it’s duration (25 % vs. 8 %, p < 0.05). This
may represent another explanation [13, 14] for
low birthing rates among professionals.
Further analysis identified such „self-censorship“
as a specific female reaction because other subgroups did not significantly change their future
choices following bad experience (e. g. men,
pΔ > 0.05). This possibly is a result of weaker MPL
utilization (▶ fig. 3): MPL in university hospitals
is rather medical than surgical (80/20), more specialized (63 %) than residential and still [9, 15]
much more female than male.
Senior managers’ judgement of central parameters of MPL differed significantly from employees’:
1 Involving e. g. an unconditional grant of EUR 12.000/
US$ 16.500 paid to departments of female doctors who
return within 1 year after birth
2 Illustrated to the respondents in the questionaire by
Max Weber’s definition (1925) “Power is the capacity to
impose one’s will, also against resistance.“ Weber Max.
Economy and Society. Eds. Roth G. and Wittich C. University
of California Press. Berkely and Los Angeles / USA, 1978.
Original paper
The drop in work percentage occured unevenly:
The pre-existing gender difference (females working more often part-time than males, pΔ < 0.001)
deepened because among men, PTW remains [9,
15] a marginal phenomenon (8 %). A new gap
opens post-leave between groups of different comittment: Concerning PTW subordinates surpass
executives (pΔ < 0.05) and non-doctors surpass
doctors (pΔ < 0.0001).
PTW appears as tangible career threat: Among explanations given to leave-takers by superiors for
changes to their previous task profile „inflexibility
and organizational difficulties linked to part-time
work“ scored 41 %. Put simply, not all groups have
access to part-time schemes [16] according to their
needs [17]; either the opportunity is not granted
or is considered as an abandonment of ambitous
career goals thereby influencing choices [18].
MPL outcomes diverged according to status and level of training: Employees with sought-after „high
comittment“ positions (excutives, particular clinical functions) suffered heavier drawbacks in workplace parameters and future career prospects
(pΔ < 0.05 to pΔ < 0.15) than those returning to lower status jobs (e. g. untrained transport staff)
who were unanimously welcomed. Correspondingly, causers for leave-associated task profile alterations varied: in line personnel superiors were preponderant, whereas in executives, coequal colleagues played the decisive role in over 1/3 of cases.
A technical aspect: Most of the presented data result from cross-tabulations. Contrastingly, descriptive statistics from ordinal data underlie
arithmetical [19] and factual sociological concerns: e. g. mean values of workplace items postleave such as „size of field of functions“ and “professional standard“ hovered around the baseline.
Corresponding histograms ( ▶ fig. 1) showed 10–
20 % extremely negative ratings. Those can be relevant due to the so-called „paradox of the deterrent principle [20]“: one or two cases where peoples’ careers were ruined by MPL can suffice to
frighten others into not taking it – despite unsuspicous averages.
UHODWLYHIUHTXHQF\ At this stage the topic of part-time work (PTW)
becomes relevant. Many respondents criticized a
poor actual availability after MPL. Given the mere
figures this appears paradoxical: Overall findings
(both p < 0.001) for number of part-timers (up:
21 % to 69 %) and their work percentage (down:
90 ± 21 % [95 %-CI: 88–92 %] to 65 ± 29 % [95 %-CI:
62–67,8 %] of a full-time arrangement) correspond to expectations.
ʫS DOOJURXSV
ʫS DOOGRFWRUV S H[HFXWLYHV
QRFKDQJH
3RZHU
ʨʪQV DOOJURXSV
QRFKDQJH
,QIOXHQFH
ʩS DOOGRFWRUV S H[HFXWLYHV
UHODWLYHIUHTXHQF\ Elektronischer Sonderdruck zur persönlichen Verwendung
e. g. for incidence and appraisal of job profile mutations, estimation of employees’ loss of knowledge and ideal MPL length (pΔ < 0.05 to pΔ < 0.001,
respectively). This points to major difficulties in
managing the leave.
QRFKDQJH
:RUNORDG
QRFKDQJH
)LHOGRI)XQFWLRQV
Figure 1 Evolution of key workplace factors
Leavers assessed relative changes of key workplace parameters from pre- to post leave on verbally
anchored bipolar Likert scales (ranging from -2 to + 2 e. g. “much less than before – less – no change
– more – much more than before”).
Total data and selected subgroups: Blue – all respondents (i. e. nursing, medical, technical,
administrative staff, n = 406); Grey – medical doctors (n = 91); Light blue – executives (defined by
budget right for personnel and / or executive management competence, n = 47). Bar width indicates
actual number of valid responses.
The upper bracket is labelled with the net change of the parameter (arrows) together with the statistical result of intragroup binominal testing (positive vs. negative ratings).
Notable intergroup differences (Chi2-test): “Power”,“Influence” and “size of the field of functions”
were more importantly lost in executives than in line personnel (pΔ = 0.061, p = 0.009 and p = 0.006).
Ratings for the parameter “professional standard of own work after return” (not displayed in figure,
were normally distributed around the baseline; non-academics had better outcomes than doctors
(pΔ = 0.02).
This canvas has to encompass the „upper end“ of
balanced histograms: For 10–20 % MPL yielded
positive professional results e. g. because longawaited positions became vacant.
Benchmarking | Switzerland does not have MPL
by law. Zürich liberally makes informal and nonstatutary offers of part-time positions to newlyreturned mothers to compensate. Labour turnover after birth attained only half of the German
figure (pΔ < 0.001).
Norway’s national birth rate exceeded the German figure (1.94 vs. 1.37 children / woman / 2009–
2012). Bergen male doctors on MPL alone greatly
outnumbered (relative figures) their german
peers of both sexes. Norwegian experts mentioned a pronounced pratice to hire substitutes, a
coupling of MPL benefits to paternal participation
and effective anti-discriminatory laws e. g. to protect temporary part-time work post-return [21].
The hitherto-mentioned phenomena result from
the sum „hospital work + small children“. Like the
Engelmann C et al. Career perspectives of hospital ...
Dtsch Med Wochenschr 2015; 140
Original paper
D
*URXS
E
H[HFXWLYHPDOH
H[HFXWLYHIHPDOH
9$6FDUHHUSHUVSHFWLYHV
²
²
²
²
PDOH
PDOHH[HFXWLYH
IHPDOH
IHPDOHH[HFXWLYH
1XPEHURI5HVSRQGHQW
Figure 2 Perceived career perspectives post leave.
a) Displays all ratings on a verbally anchored bipolar visual analoge scale
Negative exceed positive ratings in both frequency and magnitude in a highly significant fashion thoughout all subgroups
(p < 0.001-p < 0.0001) except in men (n.s.). Executives had the highest percentage of negative ratings (72 %).
b) Inbetween subgroups ratings worsen in the order male (-0.5 ± 1.5) > male excutive > female (-1.5 ±-2) > female
executive; statistics: male vs. female p < 0.001, executives vs. line employees p = 0.15. The median rating for career
perspectives dropped with rising degree of education (-0.1 untrained, -0.9 apprenticeship with examen, -1.3 university
education, p = 0.025). Doctors didn’t rate else than non-doctors (p = 0.4). Unskilled workers viewed their perspectives 8-fold
better than women executives.
Figure 3 Maternity and Paternity leave with time
Kaplan-Meier plot of MPL duration from selected subgroups. Interval 0–36 months after it’s
start (legal maximum for a single child). To this depiction minor overlaps are intrinsic. Criterion
positive / negative groups clarify differences: mean durations (in months) vary between doctors
and non-doctors (10.2 ± 9.2 vs. 21.6 ± 21.8, p < 0.001), males and females (3.6 ± 3.1 vs. 21.9 ± 20,
p < 0.001) as well as between executives and line employees (14 ± 16 vs. 19.2 ± 20 months,
p = 0.09.
88 % of those with a leave < 4 months were male. 42 % extended their leave beyond the end of
public wage replacement (in Germany) after one year.
*URXS
PHQ
ZRPHQ
3URSRUWLRQRIHPSOR\HHVVWLOORQOHDYH
Elektronischer Sonderdruck zur persönlichen Verwendung
YLVXDODQDORJXHVFDOH
PDOH
IHPDOH
H[HFXWLYHV
GRFWRUV
'XUDWLRQ PRQWKV
Engelmann C et al. Career perspectives of hospital ... Dtsch Med Wochenschr 2015; 140
wish for planning reliability, they are universally
human.
Contrastingly the recommendations to be made
from this study depend on the specific overriding
legal and cultural conditions in countries and institutions. We limit ourselves to result-inspired
proposals whose working out is left to the reader.
Fundamental is a defined framework for managing all aspects of parental leave which is claimable by employees. Elements are:
1. A clear recording of leave takers’ status quo
pre-MPL.
2. Establishment of a legally binding agreement
about the restoration of the leave-taker’s responsibilities for each individual case. In our
study in only 7 % of cases did a written record
exist which nevertheless appears adequate in
view of the required documentation time,
personnel dynamics (also of superiors) and
memory plasticity.
3. Active creation of an individual substitution
scheme during MPL is essential: 15 % of our
surveyed leavers said that there was no scheme. 17 % were not restored with their previous
responsibilities as these remained occupied
by colleagues. Only in 1/3 of cases was a locum
hired. This had repercussions upon the organizational success e. g. 16 % of directors judged
MPL as „extremely negative“ for their departments’ task-accomplishment.
A non-improvised, formal substitution corresponds to the dynamic knowledge logistics of
hospitals. Distinct advantages are:
Elektronischer Sonderdruck zur persönlichen Verwendung
Original paper
1. Boundaries of neighboring competence
areas remain similar. The leave-takers position remains defined and discrete.
2. Others’ workloads do not increase.
3. The situation is time-bounded.
4. Organization profits from Locum‘s gain in
competence.
Legal certainty prevents self-censorship concerning MPL duration which promotes substitution blocks of manageable length.
5. Given the overwhelming demand for PTW
plus the fact that lack of PTW opportunities
was identified earlier [9, 22] as main obstacle
for an early return after leave funds are redirected towards facilitating PTW for limited
periods of time after the return (e. g. by compensating disadvantages for PTW inflicted limitations to shift work schemes).
Conclusion
MPL is a significant event in the individual working biography which in a highly competitive environment may cause loss of professional status
or accidental advancement. High-commitment
staff will then confidently opt for MPL when an
institutional and legal framework recognizes
their status and career perspective.
Declarations
Author’s contributions: Carsten Engelmann – corresponding
author, study design, data collection & analysis, writing,
Gudela Grote – study design, redaction, Bärbel Miemietz –
study design, redaction, Bernd Vaske – statistical analysis,
Siegfried Geyer – study design, redaction.
Transparency: Carsten Engelmann as the lead author / the
manuscript’s gurantor affirms that this manuscript is an honest,
accurate, and transparent account of the study being reported;
that no important aspects of the study have been omitted; and
that any discrepancies from the study as planned (and, if
relevant, registered) have been explained.
Conflict of interest: We declare: no support (other than their
regular wages paid by their employcing universities in Zürich,
Hannover, Bergen) from any organisation for the submitted
work; no financial relationships (other than the printing and
mailing fees for the survey, please see below) with any
organisations that might have an interest in the submitted
work in the previous three years; other relationships or
activities that could appear to have influenced the submitted
work: C.E. has in the past passed a term of parental leave of 3
months duration. No other potential conflicts of interest exist
for the other authors.
Role of the funding source: This work was funded from the
respective generic hospital budgets in Hannover, Zürich and
Bergen through the wages of the authors and the printing and
mailing fees for the survey (EUR 5000). The hospital management did neither get involved in any conceptual aspects of this
study nor did it influence the authors in any way.
Ethics: As medical employees but no patients were concerned
by this work of research no ethics comittee approval was
required. The worker’s council of Hannover University (MHH)
gave it’s written consent to the survey on 13-9–2012 (Nr.
9510, signed: Brandmaier), the MHH dean’s office on
20-5–2012.
Literature
1
Sweeney N. University of California: union improves
postdocs rights. Nature 2012; 491: 333.
2 Rossin-Slater M, Ruhm CJ, Waldfogel J. The effects of
California’s paid family leave program on mothers’
leave-taking and subsequent labor market outcomes.
J Policy Anal Manage 2013; 32: 224–225.
3 Wikipedia. Online: URL: http://en.wikipedia.org/wiki/
Parental_leave; accessed 27. 02. 2014.
4 Section on Medical Students, Residents and fellowship
trainees; comittee on early childhood. Parental leave for
residents and pediatric training programs. Pediatrics
2013; 131: 387–390.
5 Weizblit N, Noble J, Baerlocher MO. The feminisation of
Canadian medicine and it’s impact upon doctor
productivity. Med Educ 2009; 43: 442–448.
6 Mervis J. Scientific workforce. NSF touts family-friendly
policies as boon to women. Science 2011; 333: 1811.
7 Jenni A. [The french art of war], Commentaires II :
110–113, Gallimard, Paris / France 2011. French.
8 Willet LL, Wellons MF, Harting JR et al. Do women
residents delay childbearing due to perceived career
threats? Acad Med 2010; 85: 640–646.
9 [Report on the effects oft he laws on paid maternity
and paternity leave an possibly necessary amendments]
Berlin (Germany): Federal Ministry for Family Affairs,
Senior Citizens, Women and Youth; 2008. Printed
Matter 16/10770: 19–11. Available from: http://www.
bmfsfj.de/RedaktionBMFSFJ/Abteilung2/Pdf-Anlagen/
elterngeldbericht-2008, property=pdf, bereich=,
sprache=de, rwb=true.pdf; acessed 27. 02. 2014.
German.
10 Abé N, Müller P, Neubacher A, Reiermann C. Fudged
results: family minister accused of twisting the truth. Der
Spiegel. 2013: 18–21, Hamburg / Germany; available
from: http://www.spiegel.de/international/germany/
german-family-minister-accused-of-twisting-truth-onpolicy-report-a-909521.html; acessed 4. 7. 2013.
11 Tourangeau R, Rips LJ, Rasinski K. The psychology of
survey response. Response contraction bias: 248.
Cambridge University Press (2000).
12 Stutzer E. Family-friendliness in buisiness as a key issue
for the future. GMS Z Med Ausbild 2012; 29: Doc 34.
13 Kalwij A. The impact of family policy expenditure on
fertility in western Europe. Demography 2010; 47:
503–519.
14 Krapf S. Public Childcare Provision and Fertility
Behavior. A Comparison of Sweden and Germany. p.
139, Budrich Uni Press, Opladen / Germany and
Toronto / Canada, 2014.
15 Kazura K. Fathers’ qualitative and quantitative
involvement: An investigation of attachment, play, and
social interactions. J Men’s Stud 2000; 9: 41–57.
16 Troppmann KM, Palis BE, Goodnight JE Jr, Hos HS,
Troppmann C Women surgeons in the new millenium
Arch Surg 2009; 144: 635–642.
17 Berkowitz CD, Frintner MP, Cull WL. Pediatric resident
perceptions of family-friendly benefits. Acad Pediatr
2010; 10: 360–366.
18 Halrynijo S, Lyng ST. Preferences, constraints or
schemas of devotion? Exploring Norwegian mothers’
withdrawls from high-commitment careers. Br. J Sociol
2009; 60: 321–343.
19 Groves, RM, Fowler FJ, Couper MP, Lepkowski JM, Singer
E, Tourangeau R. Survey methodology. John Wiley &
Sons, Hoboken / NJ, 2013.
20 Zagare FC and Kilgour DM. Deterrence, Cambridge
University Press, 2000.
21 [Work environment act of 2006], chapter 12, 13.
Available from: http://www.regjeringen.no/nb/dep/bld/
dok/nouer/2011/nou-2011-18/5/3.html?id = 663 089,
accessed 27. 02. 2014. Norwegian.
22 Federal Ministry for Family Affairs, Senior Citizens,
Women and Youth Germany. Family Report 2012: 71.
Available from http://www.bmfsfj.de / RedaktionBMFSFJ/Broschuerenstelle/Pdf-Anlagen/Familienreport2012-englisch, property=pdf, bereich=bmfsfj,
sprache=de, rwb=true.pdf, accessed 27. 02. 2014
Engelmann C et al. Career perspectives of hospital ...
Please cite as
Dtsch Med Wochenschr 2015;
140: e28–e35
DOI 10.1055/s-0041-100305
Dtsch Med Wochenschr 2015;
140
© Georg Thieme Verlag KG ·
Stuttgart · New York ·
ISSN 0012-0472
Dtsch Med Wochenschr 2015; 140