Bliver forsikrede ledige hurtigere selvforsørget ved at modtage jobsamtaler rettidigt?

Størrelse: px
Starte visningen fra side:

Download "Bliver forsikrede ledige hurtigere selvforsørget ved at modtage jobsamtaler rettidigt?"

Transkript

1 Bliver forsikrede ledige hurtigere selvforsørget ved at modtage jobsamtaler rettidigt? Do timely held meetings between insured unemployed and case workers reduce unemployment duration? Speciale Udarbejdet af Marie Hauge Pedersen Vejleder Michael Svarer Institut for Økonomi Aarhus Universitet Fagområde: Arbejdsmarkedsøkonomi 18. oktober 2011 Specialet må offentliggøres

2 Abstract The purpose of this thesis is to analyze whether unemployment duration is reduced when meetings between insured unemployed and caseworkers are timely held. Due to legal requirements insured unemployed in Denmark have the right and duty to participate in meetings with a caseworker every three months of unemployment at the latest. For unemployed less than 30 years of age the first meeting after becoming unemployed ought to take place after one month of unemployment at the latest. Timely held meetings are those that satisfy these requirements whereas meetings that are not timely held are those that are held later than after one or three months of unemployment. The content of the meetings is a combination of counseling and monitoring, and the purpose of the regular contact is to reduce the duration as unemployed. A person who fails to attend the meetings runs the risk of being sanctioned and thereby lose the unemployment insurance for some period of time. A theoretical job search model by Van den Berg & van der Klaauw (2006) is used to discuss the theoretical implications of the timely held meetings. The empirical analysis is based on duration models using detailed Danish register data. Explicitly, I use a proportional hazard model with a flexibly specified baseline hazard and further checks for the presence of unobserved heterogeneity using a mixed proportional hazard model with gamma shared frailty. Separate effects are estimated for the timely held and non-timely held meetings to investigate, whether the timely held meetings affect the hazard rate out of unemployment differently than the non-timely held meetings. Further, exogenous variation due to a change of rules concerning the insured unemployed less than 30 years of age is used to estimate the causal effect of meeting and activation requirements at an advanced date. The main findings of the analysis show, that both men and women less than 30 years of age have shorter unemployment duration on average when covered by the new rules regarding time of meeting and activation. This holds even though the main part of the meetings is estimated to affect the unemployment hazard negatively. The interpretation of these results is that, even though there is no positive effect of the meetings per se, there is a positive effect due to a motivation or threat effect of the earlier labour market policies. For the males the findings suggest that the positive effect is mainly driven by this motivation effect whereas for the females the findings suggest that a part of the positive effect is due to the standard search efforts in connection with a meeting, that are now placed at an earlier time in the unemployment period. Time-varying effects of the meetings support these interpretations, as for the main part of the results the effect of the meetings are significantly negative in the first month after the meeting has taken place and then become insignificant in the two months following. Overall the findings suggest that a reduction in the unemployment duration on average could be anticipated, when the meetings are timely held (or planned to be) for the insured unemployed under 30 years of age.

3 For males and females above 30 years of age, the effects of the timely and non-timely held meetings are similar to the findings for the younger unemployed - especially for the males. Even though there is no change of rules for this group of unemployed to identify what drives the observed results, the similarity between the estimated effects suggest, that to some extend the motivation effect is also present for this group of unemployed.

4 i Indholdsfortegnelse 1 Indledning Baggrund Den danske flexicurity model Modtagelse af dagpenge Regler for det individuelle kontaktforløb Grundlæggende om det individuelle kontaktforløb Tidsrammer for samtaleafholdelsen Opgørelse af tidsperioder Begrebet rettidighed i forbindelse med jobsamtaler Konsekvenser ved manglende rettidighed af jobsamtaler Opsummering Teoretiske betragtninger Den teoretiske referenceramme Søgemodel med to søgekanaler og endogene søgeintensiteter Effekter af jobsamtalernes rådgivende element Effekter af jobsamtalernes overvågende element Effekter af rettidigheden af jobsamtalerne Opsummering af den teoretiske analyse Tidligere empiriske resultater Effekter af samtalernes forskellige elementer et kort overblik Erfaringer fra udenlandske undersøgelser Erfaringer fra undersøgelser på danske data Opsummering Data og deskriptiv statistik Baggrundsdata til specialet Udvælgelse og definering af analysesample Beskrivelse af det endelige analysesample Forklarende variable til analyserne Empiriske afgangsrater Den empiriske strategi Anvendeligheden af varighedsanalyse i opgavesammenhængen Grundlæggende om varighedsanalyse Specificering af afgangsraten med en proportional hazard model Betydning og tolkning af de forklarende variable i PH-modellen... 64

5 6.3.2 Specielt om tidsvarierende variable Uobserverbar heterogenitet og mixed proportional hazard model Konsekvenser af uobserverbar heterogenitet i PH-modellen Korrektion med mixed proportional hazard model Parametrene af interesse Hovedvariablene i analyserne Mulig endogenitet Metoder til at korrigere for selektionsbias Estimering med maximum likelihood Resultater fra den empiriske analyse Effekterne af rettidige og ikke-rettidige samtaler på afgangsraten fra ledighed Resultater for mænd under 30 år Resultater for kvinder under 30 år Resultater for personer over 30 år Undersøgelse af om effekterne af rettidige og ikke-rettidige samtaler på afgangsraten fra ledighed er varierende over tid Resultater for mænd under 30 år Resultater for kvinder under 30 år Resultater for personer over 30 år Opsummering og forbehold Konklusion Referencer Appendiks ii

6 iii Tabeloversigt TABEL 1. BESKRIVELSE AF ANALYSESAMPLE, FORSIKREDE LEDIGE UNDER 30 ÅR TABEL 2. BESKRIVELSE AF ANALYSESAMPLE, FORSIKREDE LEDIGE OVER 30 ÅR TABEL 3. FORDELING AF RETTIDIGT OG IKKE-RETTIDIGT AFHOLDTE JOBSAMTALER I ANALYSESAMPLE SAMMENLIGNET MED OPGØRELSE FRA JOBINDSATS.DK, OPDELT EFTER KØN, ALDER OG FOR PERSONER UNDER 30 ÅR OGSÅ REFORM TABEL 4. GENNEMSNITLIGT ANTAL SAMMENLAGTE UGER PÅ OFFENTLIG FORSØRGELSE ELLER MED DELTAGELSE I AKTIVERINGSTILBUD VED AFHOLDELSE AF FØRSTE JOBSAMTALE, OPDELT EFTER KØN, ALDER OG FOR PERSONER UNDER 30 ÅR OGSÅ REFORM TABEL 5. DESKRIPTIV STATISTIK AF UDVALGTE FORKLARENDE VARIABLE, FORSIKREDE LEDIGE UNDER 30 ÅR TABEL 6. DESKRIPTIV STATISTIK AF UDVALGTE FORKLARENDE VARIABLE, FORSIKREDE LEDIGE OVER 30 ÅR TABEL 7. EFFEKTER PÅ AFGANGSRATEN FRA LEDIGHED TIL SELVFORSØRGELSE, FORSIKREDE LEDIGE UNDER 30 ÅR, MÆND FULDT ESTIMATIONSOUTPUT FRA PH-MODEL TABEL 8. EFFEKTER PÅ AFGANGSRATEN FRA LEDIGHED TIL SELVFORSØRGELSE, FORSIKREDE LEDIGE UNDER 30 ÅR, KVINDER FULDT ESTIMATIONSOUTPUT FRA PH-MODEL TABEL 9. EFFEKTER PÅ AFGANGSRATEN FRA LEDIGHED TIL SELVFORSØRGELSE, FORSIKREDE LEDIGE OVER 30 ÅR, OPDELT EFTER KØN FULDT ESTIMATIONSOUTPUT FRA PH-MODEL TABEL 10. TIDSVARIERENDE EFFEKTER AF RETTIDIGE OG IKKE-RETTIDIGE JOBSAMTALER PÅ AFGANGSRATEN FRA LEDIGHED TIL SELVFORSØRGELSE, FORSIKREDE LEDIGE UNDER 30 ÅR, MÆND FRA PH-MODEL TABEL 11. TIDSVARIERENDE EFFEKTER AF RETTIDIGE OG IKKE-RETTIDIGE JOBSAMTALER PÅ AFGANGSRATEN FRA LEDIGHED TIL SELVFORSØRGELSE, FORSIKREDE LEDIGE UNDER 30 ÅR, KVINDER FRA PH-MODEL TABEL 12. TIDSVARIERENDE EFFEKTER AF RETTIDIGE OG IKKE-RETTIDIGE JOBSAMTALER PÅ AFGANGSRATEN FRA LEDIGHED TIL SELVFORSØRGELSE, FORSIKREDE LEDIGE OVER 30 ÅR, OPDELT EFTER KØN FRA PH-MODEL Figuroversigt FIGUR 1. STARTTIDSPUNKT FOR LEDIGHEDSFORLØB I ANALYSESAMPLET FORDELT OVER OBSERVATIONSPERIODEN, FORSIKREDE LEDIGE ÅR, FORDELT PÅ KØN OG ALDER FIGUR 2. FORDELING AF LEDIGHEDSFORLØB IFT. ANTAL SAMTALER PR. FORLØB, FORSIKREDE LEDIGE ÅR, OPDELT EFTER KØN, ALDER OG FOR PERSONER UNDER 30 ÅR OGSÅ REFORM FIGUR 3. GRUPPEN AF FORLØB UDEN SAMTALER OPDELT EFTER, HVOR STOR EN ANDEL I PCT. DER HENHOLDSVIS IKKE MANGLER OG MANGLER SAMTALE FIGUR 4. MØDEINTENSITET FOR FORSIKREDE LEDIGE OVER 30 ÅR, OPDELT EFTER KØN FIGUR 5. MØDEINTENSITET FOR FORSIKREDE LEDIGE UNDER 30 ÅR, OPDELT EFTER KØN OG REFORM FIGUR 6. EMPIRISK AFGANGSRATE FOR FORSIKREDE LEDIGE OVER 30 ÅR, OPDELT EFTER KØN FIGUR 7. EMPIRISK AFGANGSRATE FOR FORSIKREDE LEDIGE UNDER 30 ÅR, OPDELT EFTER KØN OG REFORM... 56

7 1 Indledning 1 1 Indledning Mere end 1,5 millioner. Så mange jobsamtaler blev der ifølge tal fra Jobindsats.dk holdt mellem sagsbehandlere fra jobcentret og forsikrede ledige (a-dagpengemodtagere) i alderen 16 til 66 år i perioden 2008 til og med juli Det svarer til, at der i gennemsnit er holdt cirka jobsamtaler om måneden. Jobsamtalerne indgår i det individuelle kontaktforløb for forsikrede ledige, som udgør en del af den aktive arbejdsmarkedspolitik i Danmark, og Ifølge Lov om en aktiv beskæftigelsesindsats skal samtalerne senest afholdes, hver gang en person har været ledig i tre måneder. For forsikrede ledige under 30 år skal første jobsamtale senest afholdes efter en måned. En jobsamtale, der afholdes inden for lovens fastsatte tidsfrist, siges at være rettidig. En jobsamtale er derimod ikke-rettidig, hvis den overskrider tidsfristen på henholdsvis én og tre måneder. Deltagelse i samtalerne er et af rådighedskravene til en forsikret ledig, for at han/hun er berettiget til at modtage dagpenge i perioder uden arbejde. Såfremt den ledige udebliver fra jobsamtaler uden gyldig grund, risikerer personen derfor at blive sanktioneret ved at miste sine dagpenge i en kortere eller længere periode. Målet med samtalerne er dels at rådgive de ledige i deres jobsøgningsproces, dels at overvåge deres søgeaktivitet for derigennem at hjælpe dem til hurtigere at blive selvforsørget. Formålet med dette speciale er at undersøge, hvordan rettidigheden af jobsamtalerne dvs. overholdelse af lovgivningens tidsfrister for samtaleafholdelsen med forsikrede ledige påvirker varigheden af deres ledighedsforløb. Bliver de forsikrede ledige med andre ord hurtigere selvforsørget ved at modtage jobsamtalerne rettidigt? Analyserne heraf udføres på forskellige grupper af forsikrede ledige (herefter analysegrupperne) for at undersøge, om rettidigheden af samtalerne påvirker disse grupper på forskellig vis. Specifikt analyseres det, hvordan rettidigheden af samtalerne påvirker overgangen til selvforsørgelse for forsikrede nyledige i aldersgrupperne år og år, hvor begge grupper opdeles efter køn. Til analyserne af rettidighedens påvirkning for personer under 30 år udnyttes en afbureaukratisering af ungereglerne som kilde til eksogen variation i den aktive indsats over for denne gruppe. De ændrede regler, som trådte i kraft pr. 1. august 2009, betød bl.a., at tidspunktet for første samtale for de ledige under 30 år blev fremrykket til senest efter én måned frem for tidligere tre måneder, som for personer over 30 år. Samtidig blev tidspunktet for første aktiveringstilbud fremrykket til efter tre måneders ledighed mod tidligere seks måneders ledighed. En bred vifte af tidligere undersøgelser har beskæftiget sig med effekterne af aktive arbejdsmarkedspolitikker. Blandt disse undersøgelser er der også nogle, der fokuserer på effekterne af samtaler mellem sagsbehandlere og ledige. Jf. Rosholm & Svarer (2010) er hovedtendenserne fra disse studier, at der overordnet findes positive effekter af samtaler med et primært rådgivende formål, mens effekterne af samtaler med et primært overvågende formål er mere blandede. Dertil

8 1 Indledning 2 kommer, at flere studier finder positive motivationseffekter ved udsigten til at skulle deltage i samtalerne. Samtidig indikerer evalueringer af eksempelvis de danske forsøg Hurtigt i Gang 1 og Hurtigt i Gang 2, at en tidlig og intensiv indsats for de forsikrede ledige har en positiv påvirkning på overgangen til beskæftigelse. Ved at udnytte ungereformen pr. 1. august 2009 vil dette speciale således supplere den eksisterende litteratur omkring betydningen af en fremrykket indsats. Derudover bidrager specialet med ny viden til litteraturen gennem sit fokus på, hvilken betydning det har for varigheden af ledighedsforløbet, at kontakten mellem jobcentret og de ledige opfylder lovgivningens fastsatte tidsrammer herfor. Den teoretiske referenceramme for specialets analyser udgøres af søgeteori. I den forbindelse anvendes en jobsøgningsmodel af Van den Berg & van der Klaauw (2006) til at danne teoretiske forventninger til betydningen af samtalernes rettidighed og til den fremrykkede indsats for de ledige under 30 år. Fordelen ved denne model er, at den tillader, at de ledige både kan søge via formelle og uformelle søgekanaler, og at søgningen via de to kanaler kan påvirkes forskelligt af samtalernes henholdsvis rådgivende og overvågende elementer. De teoretiske betragtninger anvendes sammen med en gennemgang af tidligere empiriske undersøgelser af effekter af samtaler til at guide resultaterne fra en empirisk analyse af effekten af samtalernes rettidighed på varigheden af ledighedsforløbene for de forskellige analysegrupper. I forbindelse med den empiriske undersøgelse for de unge under 30 år analyseres endvidere, hvilken effekt den fremrykkede indsats som følge af ungereformen har på de unges ophold i ledigheden. Den empiriske analyse laves ved hjælp af mikroøkonometriske metoder i form af varighedsanalyse med dansk registerdata. Konkret specificeres modeller for varigheden i ledighed ved hjælp af afgangsraten fra ledighed til selvforsørgelse. Som udgangspunkt anvendes en proportional hazard model med en stykvis konstant baseline hazard til specificering af afgangsraten. Den proportionale hazard model udvides efterfølgende til en mixed proportional hazard model med gammafordelt mixturefordeling for den uobserverbare heterogenitet, der indgår som en random effect i modellen. Under givne antagelser er det med denne model således muligt at undersøge og eventuelt kontrollere for uobserverbare faktorer. Med modellerne er det muligt at undersøge dels, om rettidige og ikke-rettidige samtaler har forskellig påvirkning på afgangsraten fra ledighed til selvforsørgelse, dels om ungereformen medfører en højere afgangsrate til selvforsørgelse for gruppen af ledige under 30 år, og samtidig kontrollere for andre faktorer, der påvirker denne afgang. Anvendelse af varighedsmodellerne har bl.a. den fordel, at de kan tage højde for censorerede (uafsluttede) ledighedsforløb, og at de kan håndtere forklarende variable, der skifter værdi undervejs i forløbene. Data til specialet er en 10 procent tilfældigt udvalgt stikprøve fra Arbejdsmarkedsstyrelsens DREAM register udtrukket over perioden januar 2008 til august Registret indeholder detaljerede ugentlige oplysninger om modtagelse af offentlige forsørgelsesydelser og deltagelse i aktivering for alle personer i den danske befolkning. Samtidig er der i registret oplysninger om

9 1 Indledning 3 afholdte jobsamtaler. På baggrund af data konstrueres ledighedsforløb for dagpengemodtagere, som påbegynder en ny dagpengeperiode indenfor observationsperioden. Samtidig kodes de observerede samtaler efter, om de er rettidigt eller ikke-rettidigt afholdt. Kodningen heraf sker ved sammenholdelse af de detaljerede oplysninger i data angående den enkelte persons forsørgelseshistorik med lovgivningens tidskrav for samtaleafholdelse og opgørelse af tidsperioder mellem samtalerne. Hovedresultaterne fra den empiriske analyse viser, at både mænd og kvinder under 30 år har en gennemsnitlig kortere varighed i ledigheden ved at være omfattet af reformen med fremrykket samtale og aktiveringstidspunkt. Dette resultat er fundet, selvom samtalerne i hovedparten af tilfældene er estimeret til at have en negativ effekt på afgangsraten. Tolkningen af disse resultater er, at selvom der ikke umiddelbart er nogen positiv effekt af at få samtalen, så er der overordnet en positiv effekt på grund af en motivations- eller trusselseffekt ved udsigten til den fremrykkede indsats. For mændene antyder resultaterne, at den positive effekt primært er drevet af motivationseffekten, mens resultaterne for kvinderne antyder, at en del af den positive effekt skyldes, at den søgeindsats, som de normalt ville yde omkring tidspunktet for samtaleafholdelse, nu ligger tidligere i forløbet, og dermed også kan give udslag i job på et tidligere tidspunkt. Tidsvarierende effekter af samtalerne understøtter disse tolkninger af resultaterne, idet samtalerne i hovedparten af tilfældene er estimeret til at have en negativ effekt i den første måned, efter at samtalen er afholdt, men insignifikante effekter i de to næstfølgende måneder. Alt i alt antyder det, at der gennemsnitligt kan forventes en kortere varighed i ledighed, ved at modtage eller have udsigt til at modtage jobsamtalerne rettidigt. For mænd og kvinder over 30 år er effekterne af de rettidige og ikkerettidige samtaler generelt meget lig effekterne for de ledige under 30 år det gælder især for de ældre mænds resultater, der i høj grad minder om effekterne for de unge mænd. Selvom der ikke er nogen kilder til eksogen variation for denne gruppe til at identificere, hvad der driver de observerede resultater, så antyder ensartetheden i de estimerede effekter mellem de unge og de ældre, at motivationseffekten i et vist omfang også er til stede for personerne over 30 år. Resten af specialet er opbygget som følger. Afsnit 2 giver en kort baggrundsbeskrivelse af det danske arbejdsmarked, og hvilken rolle jobsamtalerne i det individuelle kontaktforløb udgør heri, samt reglerne for det individuelle kontaktforløb for de forsikrede ledige. I afsnit 3 beskrives den teoretiske referenceramme samt den teoretiske jobsøgningsmodel af Van den Berg & van der Klaauw (2006), og de forventede effekter på baggrund heraf præsenteres. Det suppleres i afsnit 4 af en kort gennemgang af tidligere empiriske resultater omkring brugen af samtaler. Afsnit 5 præsenterer det tilgængelige data og den valgte databehandling inklusiv kodningen af samtalernes rettidighed samt deskriptiv statistik. I afsnit 6 præsenteres den empiriske strategi, mens resultaterne herfra præsenteres og diskuteres i afsnit 7. Til sidst afrundes og konkluderes i afsnit 8.

10 2 Baggrund 4 2 Baggrund Det individuelle kontaktforløb, som indeholder reglerne for rettidig afholdelse af jobsamtaler med dagpengemodtagere, er som nævnt i indledningen en del af den aktive arbejdsmarkedspolitik i Danmark. Arbejdsmarkedspolitikken er igen en del af den såkaldte flexicurity model, som karakteriserer det danske arbejdsmarked. Dette afsnit indledes derfor med en kort beskrivelse af flexicurity modellen baseret på Andersen & Svarer (2007) for at fremhæve, hvilken rolle den aktive arbejdsmarkedspolitik, og dermed det individuelle kontaktforløb, spiller på det danske arbejdsmarked. Eftersom fokus i specialet er på reglerne for de forsikrede ledige, vil jeg efterfølgende med udgangspunkt i Lov om arbejdsløshedsforsikring m.v. give en kort beskrivelse af udvalgte regler omkring modtagelse af dagpenge, som jeg finder relevante i forhold til specialets formål. De to korte beskrivelser følges af en mere uddybende forklaring af de lovgivningsmæssige bestemmelser for det individuelle kontaktforløb, idet disse bestemmelser danner grundlaget for såvel min teoretiske som min empiriske analyse af rettidighedens påvirkning på varigheden af ledighedsforløb. Udgangspunktet for denne forklaring er Lov om en aktiv beskæftigelsesindsats (LAB-loven) og Bekendtgørelse om en aktiv beskæftigelsesindsats (LAB-bekendtgørelsen). 2.1 Den danske flexicurity model Det danske arbejdsmarked er karakteriseret ved den såkaldte flexicurity model, der i hovedtræk består af tre dele. Den ene del udgøres af fleksible regler for hyring og fyring (flexibility), der gør det nemt for virksomhederne at udskifte deres medarbejdere. Den anden del udgøres af et relativt generøst understøttelsessystem (security), hvor personer uden arbejde har mulighed for at modtage økonomisk kompensation fra det offentlige og derved opretholde en rimelig levestandard trods den manglende lønindtægt. Systemet fungerer dermed som en slags forsikring, der mindsker den økonomiske risiko for en lønmodtager ved at miste sit job, hvilket understøtter fleksibiliteten på arbejdsmarkedet. Den relative generøse kompensation giver imidlertid også anledning til eventuelle negative incitamentseffekter (moral hazard). Moral hazard opstår, hvis personer uden arbejde ikke finder det attraktivt at yde en indsats for at få et arbejde og blive selvforsørget på grund af kompensationen fra det offentlige. Det har ført til den tredje del af flexicurity modellen, som består af aktive arbejdsmarkedspolitikker. Bag disse aktive politikker ligger det såkaldte ret og pligt -princip, der betyder, at personer skal gøre sig fortjent til den offentlige understøttelse ved at stå til rådighed for arbejdsmarkedet og herunder yde en aktiv indsats for at komme i beskæftigelse. Kravene for at stå til rådighed kan ses som en slags skat på de lediges tid, som mindsker den marginale nytte af at være ledig. Teorien er, at de ledige kan motiveres til at søge beskæftigelse, samtidig med at de sikres en relativ generøs kompensation, ved at tage deres tid frem for deres penge.

11 2 Baggrund 5 De aktive arbejdsmarkedspolitikker har ud over det rådighedsafprøvende formål også som formål at hjælpe de ledige med at opkvalificere deres kompetencer for derved at bringe dem tættere på arbejdsmarkedet. Dette gælder i særdeleshed ledige, der vurderes til umiddelbart at have svært ved at komme i beskæftigelse og således risikerer længere varighed af perioden med offentlig forsørgelsesydelse. 2.2 Modtagelse af dagpenge En person har mulighed for aktivt at forsikre sig mod det økonomiske tab i ledighedsperioder ved at melde sig ind i en arbejdsløshedskasse (a-kasse). Motivationen herfor er, at personen som forsikret under ledighedsperioder vil få mulighed for udbetaling af en større kompensation i form af dagpenge, end hvad der ville være muligt som ikke-forsikret, selvom personen skulle opfylde kravene for modtagelse af kontanthjælp. Efter et års medlemskab af a-kassen samt opfyldelse af et beskæftigelseskrav på minimum 52 ugers fuldtidsbeskæftigelse i løbet af de sidste 3 år vil personen have optjent ret til dagpenge som fuldtidsforsikret. 1 Dagpengeretten giver mulighed for at modtage dagpenge i 4 år inden for en 6-årig periode, benævnt en dagpengeperiode. 2 Udbetaling af dagpenge vil således blive trukket fra den samme dagpengeperiode, indtil beskæftigelseskravet for genoptjening af en ny dagpengeperiode er opfyldt. Personen kan derfor have flere dagpengeforløb (perioder i ledighed med udbetaling af dagpenge) inden for den samme dagpengeperiode. Når kravet for genoptjening af dagpengeretten er opfyldt, vil personen kunne starte på en ny dagpengeperiode og dermed igen have ret til 4 års dagpenge. For at være berettiget til udbetaling af dagpengene skal de forsikrede ledige også opfylde rådighedskravene fra de aktive arbejdsmarkedspolitikker omtalt ovenfor. Som beskrevet i Lov om arbejdsløshedsforsikring m.v. og Arbejdsdirektoratet (2009) indebærer det bl.a., at en forsikret ledig, der melder sig som arbejdssøgende i jobcentret, hurtigst muligt skal lægge cv-oplysninger på Jobnet og senest 3 uger efter tilmeldingen have afholdt en såkaldt cv-samtale i a-kassen. 3 Den ledige skal 1 Andre regler gælder for nyuddannede og deltidsforsikrede. Se Lov om arbejdsløshedsforsikring m.v. for en uddybende beskrivelse af reglerne for optjening og genoptjening af dagpengeretten. 2 Med Lov om ændring af lov om arbejdsløshedsforsikring m.v. af 25. juni 2010 blev dagpengeperioden forkortet pr. 1. juli 2010, så en forsikret ledig kun har ret til 2 års dagpenge inden for en 3-årig periode. Personer med en påbegyndt dagpengeperiode før 1. juli 2010 har dog ret til dagpenge efter de tidligere regler, men med den begrænsning, at de højst kan få dagpenge i sammenlagt 2 år efter 1. juli Ændringen sker for at motivere dagpengemodtagerne til at yde en ekstra indsats for at forlade ledigheden tidligere i ledighedsforløbet. Min vurdering er dog, at lovændringen ikke når at have nogen betydning for analyserne i dette speciale på grund af den sene ikrafttrædelse i forhold til observationsperioden i det anvendte data (der slutter august 2010). I specialet tages der derfor udgangspunkt i reglerne om 4 års dagpengeret, da de var gældende for observationsperioden. 3 A) Indtil 1. august 2009 blev indsatsen omkring det individuelle kontaktforløb for forsikrede ledige varetaget af de statslige jobcentre (arbejdsformidlingerne). Med indførelse af det enstrengede kommunale beskæftigelsessystem pr. 1. august 2009 blev såvel de statslige opgaver som en del af de statslige ansatte vedrørende indsatsen for de forsikrede ledige overført til de kommunale jobcentre, der herefter har det samlede ansvar for den aktive beskæftigelsesindsats for alle målgrupper, jf. Orientering om det enstrengede beskæftigelsessystem

12 2 Baggrund 6 ligeledes deltage i rådighedssamtaler med a-kassen hver tredje måned, hvor det kontrolleres, at personens indsats i forhold til at finde et job berettiger til modtagelse af dagpengene. Derudover skal den forsikrede ledige også indgå i et individuelt kontaktforløb med jobcentret, der indebærer regelmæssige jobsamtaler mellem en sagsbehandler og den ledige, og efter en given periode som ledig, der afhænger af personens alder, har den forsikrede ret og pligt til at deltage i aktive tilbud. For dagpengemodtagere er der således krav, der skal opfyldes, både i forhold til a-kassen og i forhold til jobcentret dog uden at der nødvendigvis er koordinering mellem de to forløb. Såfremt kravene ikke opfyldes, risikerer den ledige økonomiske sanktioner i form af at miste sine dagpenge i en kortere eller længere periode. Ved tvivl om personens rådighed er det a-kassen, der beslutter, hvorvidt der skal tildeles en sanktion eller ej. Dette gælder også, hvis det er overfor jobcentret, den ledige ikke har opfyldt kravene (såkaldte negative hændelser). I disse tilfælde underretter jobcentret a-kassen, hvorefter a-kassen vurderer sagen og træffer afgørelsen. Det er ligeledes a-kassen, der indberetter til jobcentret, hvornår en person har påbegyndt, opbrugt eller eventuelt genoptjent en (ny) dagpengeperiode. Fokus i dette speciale er på rettidigheden af jobsamtalerne i det individuelle kontaktforløb mellem jobcentret og de forsikrede ledige. Nedenfor præsenteres derfor de nærmere regler omkring det individuelle kontaktforløb med særligt fokus på tidspunktet for afholdelsen af jobsamtalerne. 2.3 Regler for det individuelle kontaktforløb Beskrivelsen af reglerne for det individuelle kontaktforløb er opbygget på følgende vis. Først forklares kort om det grundlæggende formål med kontaktforløbet samt indholdet heraf. Derefter redegøres der for de tidsrammer, som afholdelsen af jobsamtalerne skal opfylde og herunder, hvilke konsekvenser forenklingen af reglerne for unge ledige under 30 år (ungereglerne) pr. 1. august 2009 har for samtaleafholdelsen. Denne redegørelse efterfølges af en forklaring på, hvordan disse tidsperioder opgøres. Afslutningsvis redegøres der for ordet rettidighed i forbindelse med jobsamtaler samt konsekvenserne ved manglende rettidighed Grundlæggende om det individuelle kontaktforløb Ifølge LAB-loven skal forsikrede ledige indgå i et individuelt kontaktforløb med jobcentret. 4 Indholdet af kontaktforløbet, som er beskrevet i lovens kapitel 7, kan kort beskrives ved denne lovs 16, hvori der bl.a. står, at: ændringer som følge af L 185 af 25. juni B) Kravet om cv-samtale efter tre uger blev indført ved forenklingen af ungereglerne pr. 1. august Før 1. august skulle cv-samtalen senest afholdes efter 1 måned. 4 Jobcentret har mulighed for at inddrage andre aktører til bl.a. at udføre opgaverne omkring det individuelle kontaktforløb. Af notationsmæssige hensyn vil jeg dog kun referere til det som jobcentret (eller sagsbehandleren herfra) gennem specialet, men dette kan således dække over indsatsen fra såvel jobcentret som anden aktør.

13 2 Baggrund 7 der under kontaktforløbet [skal] afholdes individuelle jobsamtaler med fokus på konkrete job og jobsøgning. Under jobsamtalen tilrettelægges kontaktforløbet, og indholdet i beskæftigelsesindsatsen fastlægges, ligesom der følges op på indgåede aftaler. Derudover skal det ved samtalerne bl.a. tjekkes, at de lediges cv på Jobnet er ajourført og fyldestgørende, og at de til hver samtale finder mindst to ledige job, der er relevante at søge, ligesom muligheden og behovet for aktive tilbud skal drøftes med den ledige. 5 Jobsamtalerne har dermed til formål både at rådgive og overvåge de ledige i deres søgeproces. Det rådgivende element består bl.a. af, at sagsbehandleren kan hjælpe den ledige til på bedst mulig vis at udnytte sine kompetencer til at få et job. Eksempelvis er det muligt, at sagsbehandleren gennem sit arbejde har en bedre fornemmelse end den ledige for, på hvilke områder af arbejdsmarkedet der kunne være størst behov for de kvalifikationer, som personen besidder. En sådan indsigt kan hjælpe personen med at udvælge de centrale kompetencer, der skal lægges vægt på i cv og ansøgninger, for at øge sandsynligheden for jobtilbud. En anden mulighed er, at sagsbehandleren har kendskab til ledige stillinger, der kunne matche personens profil. Det overvågende element skal belyse, om den ledige lever op til jobcentrets krav om/til at stå til rådighed for arbejdsmarkedet og dermed er berettiget til at modtage dagpenge. Overordnet kan målet med jobsamtalerne siges at være en mere effektiviseret søgeindsats fra den lediges side samt sikring af et vist indsatsniveau i den aktive søgning. Håbet er, at det giver en positiv påvirkning på overgangen fra ledighed til selvforsørgelse og således en kortere varighed af ledighedsperioderne Tidsrammer for samtaleafholdelsen Afholdelsen af de individuelle jobsamtaler skal, jf. LAB-loven 17, ske: senest hver gang personen i sammenlagt 3 måneder har modtaget offentlige forsørgelsesydelser eller har deltaget i tilbud efter kapitlerne Samtalerne skal således afholdes indenfor samme tidsinterval, uanset om personen er passiv dagpengemodtager eller aktiv (dvs. deltager i tilbud). Der er dog krav om hyppigere frekvens i samtalerne, hvis der er tvivl om personens rådighed, hvis personen er i risiko for ikke selv at kunne finde beskæftigelse, eller hvis personen har kvalifikationer, der kan bruges inden for områder, hvor 5 Minimumskravet til jobsamtalerne fremgår af LAB-bekendtgørelsen 29. Det skal dog siges, at der 4. maj 2011 blev indgået en ny politisk aftale om forenkling af beskæftigelsesindsatsen med 44 initiativer. Blandt initiativerne er en afskaffelse af det generelle krav om et bestemt antal job, som den ledige skal pålægges at søge. Ved samtalen skal det i stedet vurderes, om den ledige har søgt et relevant og tilstrækkeligt antal job ( Aftale om forenkling af beskæftigelsesindsatsen, 4. maj 2011, pkt. 13). Kravet om at søge mindst to job er medtaget her, da det var gældende for observationsperioden for den empiriske analyse i specialet (januar 2008-august 2010).

14 2 Baggrund 8 der mangler arbejdskraft. Angående afholdelsesformen er der for personer i tilbud mulighed for, at samtalen kan foregå på anden måde end ved fremmøde i jobcentret, f.eks. telefonisk. Frem til 1. august 2009 var ovenstående grænse på maksimalt 3 sammenlagte måneder mellem samtalerne gældende for alle samtaler for alle dagpengemodtagere. Pr. 1. august 2009 trådte en ændring af reglerne for første samtale imidlertid i kraft i forbindelse med afbureaukratisering af ungereglerne. 6 Det betyder, jf. LAB-loven 19, at første jobsamtale for ledige dagpengemodtagere efter 1. august 2009 skal afholdes: senest når personen har modtaget offentlige forsørgelsesydelser i sammenlagt 1) 1 måned efter tilmelding som arbejdssøgende i jobcenteret, såfremt personen er under 30 år, eller 2) 3 måneder efter tilmelding som arbejdssøgende i jobcenteret, såfremt personen er fyldt 30 år. Tidspunktet for efterfølgende samtaler er stadig ens for alle personer uanset alder, dvs. senest efter 3 måneder. Ændringen af reglerne blev implementeret ved hjælp af nogle overgangsbestemmelser. 7 Ifølge disse bestemmelser gælder fremrykningen af tidspunktet for første jobsamtale for personer under 30 år, der ikke har ledighed før 1. august 2009, som er med til at bestemme, hvornår personen senest skal modtage første jobsamtale (jf. nedenstående afsnit om opgørelse af tidsperioder). Modsat, hvis en person under 30 år, som ikke har modtaget første samtale inden 1. august 2009, har ledighed før 1. august 2009, som er medbestemmende for, hvornår første samtale senest skal afholdes, så skal personen stadig behandles efter de gamle regler dvs., at første samtale senest skal finde sted efter 3 måneder som for personer over 30 år. Formålet med fremrykningen af tidspunktet for første samtale (og første aktiveringstilbud) er at sikre en tidlig indsats for de unge under 30 år. Forventningen er at sandsynligheden for, at de hurtigere kommer i beskæftigelse eller starter på en uddannelse, derved øges. Det er bl.a. denne reform og dens tilhørende overgangsbestemmelser for samtaleafholdelsen, jeg som nævnt i indledningen benytter i den empiriske analyse til at undersøge, hvorvidt en tidligere (rettidig) indsats påvirker varigheden af ledighedsforløbene for de unge under 30 år. 6 Regelændringen betød også en fremrykning af tidspunktet for første tilbud for de unge under 30 år til senest efter 3 måneders ledighed (svarende til 13 uger) mod tidligere 6 måneders (26 uger) sammenlagt ledighed. En samlet oversigt over ændringerne kan ses i Lov om ændring af lov om en aktiv beskæftigelsesindsats, lov om arbejdsløshedsforsikring m.v., lov om aktiv socialpolitik og lov om integration af udlændinge i Danmark af 12. juni 2009 (Lov nr. 479 af 12. juni 2009) eller skrivelse om aftalen på Arbejdsmarkedsstyrelsens hjemmeside: 7 Jf. Skrivelse ang. overgangsbestemmelser i de nye regler om beskæftigelsesindsatsen for unge af 11. august 2009.

15 2 Baggrund Opgørelse af tidsperioder LAB-bekendtgørelsens 113 giver en nærmere beskrivelse af, hvordan de ovenfor nævnte perioder på 1 og 3 måneder skal opgøres. Perioderne opgøres i hele uger. Det betyder, at uger, hvor personen helt eller delvist ( 113, stk. 2) enten har modtaget offentlige forsørgelsesydelser i form af dagpenge feriedagpenge sygedagpenge barselsdagpenge kontant- og starthjælp orlovsydelser eller har deltaget i tilbud efter LAB-lovens kapitel 10-12, medregnes som hele uger. En dagpengemodtager skal således have afholdt en jobsamtale, når vedkommende sammenlagt har haft henholdsvis 1 eller 3 måneder med de pågældende ydelser eller tilbud. Sammenlagt betyder, at tællingen af ugerne ikke starter forfra ved begyndelsen af et nyt ledighedsforløb, blot fordi personen har været ude af dagpengesystemet i en kortere periode. Tællingen af uger fra ét ledighedsforløb er således fortløbende ved næste forløb osv., indtil personen modtager en jobsamtale, der opfylder de indholdsmæssige krav til samtalen (en såkaldt nulstillende samtale). Herefter tælles der på ny op til 3 sammenlagte måneder, som angiver tidspunktet for, hvornår personen retmæssigt skal have den næste jobsamtale. Det skal dog bemærkes, at tællingen også nulstilles, når en person starter på en ny dagpengeperiode. Som beskrevet i afsnit 2.2 er det personens a-kasse, der skal indberette til jobcentret, når personen indplaceres i en ny dagpengeperiode. Indtil da skal jobcentret indkalde den ledige til samtalerne ud fra den igangværende tælling fra sidste indplacering eller sidst afholdte samtale. Det er her væsentligt at gøre opmærksom på, at nogle personer ifølge LAB-bekendtgørelsens 28 er fritaget fra det individuelle kontaktforløb i bestemte perioder. Det drejer sig bl.a. om: ledige, der starter ansættelse med ansættelseskontrakt inden for 4 uger ledige, der inden for 4 uger går på barsel ledige i 6-ugers selvvalgt uddannelse på fuld tid Fritagelsesperioderne betyder, at uger, som hører under denne 28, ikke indgår i tællingen af sammenlagte uger, selvom personen er ledig dagpengemodtager. 8 8 Blandt de 44 initiativer, der blev vedtaget 4. maj 2011, er der bl.a. en forlængelse af fritagelsesperioden for de nævnte grupper fra 4 til 6 uger samt en udvidelse af grupperne, så det f.eks. også gælder personer på vej på efterløn, fleksydelse eller pension samt personer på arbejdsfordeling eller hjemsendt som følge af materialemangel eller vejrlig.

16 2 Baggrund Begrebet rettidighed i forbindelse med jobsamtaler Rettidighed omkring jobsamtaler er et begreb, der bruges til at indikere, om de enkelte samtaler har opfyldt lovgivningens tidsfrister for afholdelse heraf og dermed borgernes minimumsrettigheder for kontakt med jobcentret. 9 En samtale, der er afholdt senest efter henholdsvis 1 eller 3 sammenlagte måneder, siges således at være rettidig (afholdt til tiden). Går der mere end de foreskrevne 1 eller 3 måneder, inden dagpengemodtageren får samtalen, siges samtalen at være ikke-rettidig (ikke afholdt til tiden). Rettidigheden omkring jobsamtaler angiver dermed, om minimumsfrekvensen for samtaleafholdelsen er opfyldt Konsekvenser ved manglende rettidighed af jobsamtaler Manglende rettidighed af jobsamtaler kan både skyldes udeblivelse fra den lediges side og manglende indkaldelse/afholdelse fra jobcentrets side. Hvis en ledig dagpengemodtager udebliver fra samtalen, og udeblivelsen er ubegrundet, risikerer personen som nævnt i afsnit 2.2 at miste sine dagpenge, da udeblivelsen bryder med kravet om at stå til rådighed. Hvis en sanktion tildeles, vil den ledige først kunne begynde at modtage dagpenge igen, når kontakten med jobcentret er genoprettet. Ved gentagne ubegrundede udeblivelser forlænges tiden, hvor personen risikerer at være uden dagpenge, jf. Lov om arbejdsløshedsforsikring m.v. I henhold til Bekendtgørelse om kommunernes medfinansiering af arbejdsløshedsdagpenge og befordringsgodtgørelse til de forsikrede ledige har kommunerne siden januar 2010 skullet medfinansiere de statslige udgifter til a-dagpenge. Reglerne for medfinansieringen indeholder dog ingen særlige omstændigheder eller skærpende krav i tilfælde af, at rettidigheden i afholdelsen af jobsamtaler med de forsikrede ledige ikke overholdes. Der er imidlertid stort fokus på rettidigheden både blandt jobcentre og andre offentlige instanser. På Arbejdsmarkedsstyrelsens (AMS ) database Jobindsats.dk er der månedlige opdateringer af antallet/andelen af samtaler, der er afholdt til tiden og ikke til tiden (til og med juli Fra august 2010 er der lavet en ny måling, der angiver manglende jobsamtaler og ventetiden på jobsamtaler). Målingerne bruges bl.a. af de regionale beskæftigelsesråd, der har til opgave at overvåge de lokale jobcentres indsats, herunder rettidigheden af samtaleafholdelse. Jobcentre, der ligger dårligt i målingen, indkaldes til en samtale om årsagen til de dårlige(re) resultater. Samtidig er der stort fokus på årsager til manglende rettidighed og udbredelse af best practice til håndtering af rettidigheden. Det skal i denne forbindelse nævnes, at der fra 3. januar 2011 blev indført økonomiske sanktioner for kommunerne ved manglende opfyldelse af rettidigheden for aktive tilbud. Kommunerne bærer således hele 9 Selve ordet rettidighed indgår ikke i lovgivningen, men det er et begreb, der anvendes i diverse skrivelser og målinger fra Beskæftigelsesministeriet, AMS, beskæftigelsesregionerne (der bl.a. står for at overvåge rettidigheden), jobcentrene m.v. Se evt. Beskæftigelsespolitisk ordbog på Beskæftigelsesregion Midtjyllands hjemmeside for en definition af begrebet rettidighed:

17 2 Baggrund 11 udgiften til dagpengene for de timer, hvor rettidigheden af aktive tilbud ikke overholdes, eller hvor omfanget af tilbuddene i form af timetal og varighed ikke er fyldestgørende. 2.4 Opsummering Den ovenstående gennemgang beskriver reglerne for det individuelle kontaktforløb for forsikrede ledige. Kontaktforløbet er et af rådighedskravene i den aktive arbejdsmarkedspolitik, der som tredje ben i den danske flexicurity model har til formål at mindske moral hazard problemer som følge af den offentlige understøttelse til arbejdsløse personer en understøttelse, som skal sikre et fleksibelt arbejdsmarked. Deltagelse i kontaktforløbet er dermed et af kravene til forsikrede ledige for at være berettiget til at modtage a-dagpenge under ledighedsforløb. Manglende opfyldelse af kravene medfører risiko for sanktioner, hvor personen kan miste dagpengene i en kortere eller længere periode. Under kontaktforløbet skal der fokuseres på job og jobsøgning, hvor såvel et rådgivende som et overvågende element i jobsamtalerne skal hjælpe de ledige hurtigere i selvforsørgelse. Ifølge reglerne skal de forsikrede ledige have individuelle jobsamtaler med jobcentret minimum hver 3. måned, hvor personen enten modtager offentlige forsørgelsesydelser eller er i aktive tilbud. Efter 1. august 2009 skal unge under 30 år have 1. jobsamtale senest efter 1 måned. Hvis en person såvel under som over 30 år - bliver beskæftiget eller går på barsel inden for 4 uger, eller hvis en person deltager i 6 ugers selvvalgt uddannelse på fuld tid, fritages personen dog for kontaktforløbet. Når en samtale afholdes korrekt, nulstilles tællingen af uger, og en ny tælling starter hen mod en efterfølgende samtale. Hvis en person (gen)erhverver ret til en ny dagpengeperiode, nulstilles tællingen af sammenlagte uger ligeledes. En jobsamtale, der afholdes inden for lovens fastsatte tidsfrist, siges at være rettidig. En jobsamtale er ikke-rettidig, hvis den overskrider tidsfristen på 1 eller 3 sammenlagte måneder.

18 3 Teoretiske betragtninger 12 3 Teoretiske betragtninger I dette afsnit analyseres effekterne af rettidigheden i samtaleafholdelsen fra en teoretisk synsvinkel. Afsnittet starter med en kort beskrivelse af den valgte teoretiske referenceramme, som udgøres af søgeteori. Derefter præsenteres en søgemodel af Van den Berg & van der Klaauw (2006). Modellen anvendes til at undersøge, hvilke effekter det henholdsvis rådgivende og overvågende element af jobsamtalerne forventes at have på overgangen fra ledighed til beskæftigelse og dermed den forventede varighed af ledighed. Resultaterne bruges efterfølgende til en diskussion af de forventede effekter af rettidigheden af samtalerne. 3.1 Den teoretiske referenceramme Det teoretiske fundament for meget af det empiriske arbejde omkring overgange på arbejdsmarkedet, herunder overgang fra ledighed til beskæftigelse, er søgemodeller. Den specifikke udformning af modellerne varierer alt efter undersøgelsens fokus. Imidlertid er det som nævnt i Fredriksson & Holmlund (2006) en generel hovedantagelse i de teoretiske søgemodeller, at en ledig arbejder selv kan påvirke afgangen fra ledighed til beskæftigelse gennem sit valg af reservationsløn, omfang af søgeindsats eller begge dele. 10 En konsekvens af dette er, at politiske tiltag og bestemmelser som eksempelvis reglerne for det individuelle kontaktforløb for forsikrede ledige har mulighed for at påvirke afgangsraten til beskæftigelse og dermed varigheden af ledighedsforløbene ved bl.a. at påvirke de lediges søgeadfærd dvs. valg af reservationsløn og søgeintensitet. Som beskrevet i f.eks. Mortensen (1986) er det grundlæggende udgangspunkt for modellerne et arbejdsmarked med ufrivillig arbejdsløshed som følge af søgefriktioner. Friktionerne er et resultat af, at arbejderne ikke har perfekt information om, hvor der er ledige jobs, og hvilken løn, der tilbydes. For at få et job er en arbejder derfor nødt til at yde en indsats for at søge efter denne information; en proces, der både er tidskrævende og omkostningsfuld, og hvis udbytte er usikkert og ligger i fremtiden. Jobsøgningsprocessen behandles som en sekventiel beslutningstagningsproces, hvor den ledige i hver periode skal tage stilling til, om et eventuelt jobtilbud er værd at acceptere, eller om søgningen skal fortsætte. Den ledige har således behov for en beslutningsregel (en såkaldt stopperegel ) til at afgøre, hvornår det er optimalt for personen at acceptere et tilbudt job og dermed stoppe søgningen. Denne regel udgøres af en reservationsløns-strategi, hvor det alene er optimalt for personen at acceptere et givet job, såfremt lønnen i det tilbudte job er mindst lige så stor som den fastsatte reservationsløn. Hvis den tilbudte løn er mindre end reservationslønnen afslås tilbuddet, og den ledige person afventer derefter næste tilbud. Niveauet for reservationslønnen har derfor stor betydning for sandsynligheden for at komme i job; Jo lavere reservationsløn, jo flere jobtilbud vil kunne matche den lediges lønkrav for at acceptere et job. Modsat vil en høj reservationsløn 10 Reservationslønnen er den minimumsløn, en ledig arbejder vil godtage for at acceptere et jobtilbud.

19 3 Teoretiske betragtninger 13 forventes at medføre længere tid som ledig, da sandsynligheden for et jobtilbud med et passende højt lønniveau er mindre. Ligesom reservationslønnen kan omfanget af den lediges søgeindsats spille en stor rolle for sandsynligheden for at forlade ledigheden. En person, der øger sin aktive søgeindsats, kan forvente flere tilbud og dermed (umiddelbart) en større sandsynlighed for at forlade tilstanden som ledig. Det øgede antal tilbud kan dog også have den virkning, at den ledige bliver mere kræsen i sit valg af job. Der kan derfor være modsatrettede effekter på varigheden af ledighed ved en øget søgeintensitet. Tilsvarende effekter kan forventes, hvis den lediges søgeindsats effektiviseres. Effektiviseringen kan bl.a. ske ved, at den ledige bliver bedre til at sælge sig selv og sine kompetencer i f.eks. ansøgninger og cv, så sandsynligheden for at komme i betragtning til et job stiger, selvom omfanget af søgeindsatsen er den samme. En anden mulighed er, at den ledige har færre omkostninger forbundet med sin søgeindsats. I den simple søgemodel er det antaget, at der kun er én samlet søgeindsats fra den lediges side. Personer, der søger arbejde, har imidlertid forskellige kanaler at søge ad. Specielt skelnes der ofte mellem formelle og uformelle søgekanaler (se f.eks. Van den Berg & van der Klaauw, 2006; Fougère m.fl., 2009; Mortensen & Vishwanath, 1994). Den formelle søgning kan bl.a. bestå af jobansøgninger sendt som henvendelser på opslåede jobannoncer samt brug af jobcentret og indlæggelse af cv på officielle jobsøgningsportaler som Jobnet. Den uformelle søgning kan bl.a. bestå af søgning gennem netværk i form af venner og bekendte samt direkte henvendelser til/fra virksomheder eller ansatte medarbejdere. Ud fra denne skelnen mellem søgekanaler kan der argumenteres for, at de rådgivende og overvågende elementer af jobsamtalerne beskrevet i afsnit 2 overvejende er målrettet den mere formelle type jobsøgning. Det er derfor relevant at skelne mellem typen af søgekanaler, når de teoretiske forventninger til effekten af samtalernes rettidighed skal dannes. Til det formål tager jeg udgangspunkt i en jobsøgningsmodel af Van den Berg & van der Klaauw (2006), som er en generalisering af en standard søgemodel med endogen søgeintensitet. I Van den Berg og van der Klaauws model kan en ledig arbejder modtage jobtilbud både gennem formelle og uformelle søgekanaler med hver deres strukturelle parametre og endogene søgeintensitet. Samtidig skelnes der mellem effekten af samtaler med et rådgivende formål og samtaler med et overvågende formål. Ved at anvende modellen af Van den Berg og van der Klaauw er det således muligt at undersøge, hvordan de forventede effekter af samtalernes henholdsvis rådgivende og overvågende elementer er, og om de to elementer forventes at påvirke de formelle og uformelle søgekanaler på forskellig vis. Det skal her bemærkes, at formålet med min teoretiske analyse er at få en indikation af, hvordan de rettidige samtaler påvirker de forsikrede lediges adfærd og derigennem overgangen fra arbejdsløshed til selvforsørgelse. Fokus er således kun på, hvordan allerede ledige personers beslutningsproces i forhold til at søge beskæftigelse påvirkes, og hvilke implikationer det eventuelt har for deres sandsynlighed for at forlade ledigheden og dermed implikationer for varigheden i

20 3 Teoretiske betragtninger 14 ledighed. Jeg ser således hverken på, hvordan arbejdsgivernes (virksomhedernes) adfærd påvirkes som følge af den eventuelt ændrede adfærd blandt de forsikrede ledige eller på, om rettidighedsreglerne for de forsikrede ledige påvirker andre persongrupper end de ledige dagpengemodtagere, f.eks. ikke-forsikrede ledige eller personer, der allerede er i beskæftigelse. Van den Berg og van der Klaauws model er derfor anvendelig til mit formål, selvom det ikke er en generel ligevægtsmodel. 3.2 Søgemodel med to søgekanaler og endogene søgeintensiteter Modellen tager udgangspunkt i en ledig arbejder, der søger efter job, hvor søgningen kan foregå ad såvel formelle =1 som uformelle =2 kanaler. Den ledige vælger sin optimale søgeindsats til hver af de to søgekanaler givet ved søgeintensiteten, 0. For hver kanal antages det, at personen modtager jobtilbud ifølge en Poisson-proces med kanal-specifikke jobankomstrater,. Ankomstraten for jobtilbud fra kanal er således stigende i søgeintensiteten tildelt kanal. Hvis personen ikke søger =0, vil der ikke komme jobtilbud fra den pågældende kanal. Det er med andre ord nødvendigt at være aktivt søgende, hvis personen skal gøre sig forhåbninger om at komme i beskæftigelse. Parametrene og kan ses som markedsfastsatte mål for, hvor effektiv søgningen er indenfor de to søgekanaler (jf. f.eks. Mortensen, 1986). Det antages yderligere, at de enkelte jobtilbud er stokastiske træk fra kanal-specifikke fordelinger af løntilbud, givet ved, hvor er lønnen, og fordelingerne antages at være kontinuerte og ikke-negative. Ledige stillinger er således karakteriseret ved, at virksomhederne tilbyder en given løn til det enkelte job, og at denne løn ikke er til forhandling. Den arbejdsløse person kender fordelingen af løntilbuddene, men lønnen tilhørende et givet job kendes først, når jobbet er blevet tilbudt. Såvel ankomsttider som løntilbud antages at være uafhængige på tværs af de to søgekanaler samt over tid indenfor den enkelte kanal. En ledig person, der modtager et jobtilbud, skal med det samme beslutte, om tilbuddet accepteres eller ej. Hvis det accepteres, antages personen at beholde det i al fremtid til den samme løn. Beskæftigelse er dermed en absorberende tilstand, og der tages således ikke højde for job-til-job søgning eller jobopbrud (risiko for fyringer). Dette er en simplificerende antagelse, som Van den Berg og van der Klaauw laver, for at lette fremstillingen. De påpeger dog, at modellens resultater er robuste med hensyn til disse aspekter. Denne simplificering giver heller ingen begrænsninger i forhold til min teoretiske vurdering af betydningen af rettidigheden af jobsamtalerne, eftersom specialets fokus netop er på ledige dagpengemodtagere, og hvordan deres transition til selvforsørgelse påvirkes. Hvis tilbuddet afslås, forbliver personen ledig og fortsætter sin søgning i håb om højere løntilbud i en kommende periode. Som arbejdsløs modtager personen hver periode understøttelsen, der i forhold til dette speciale svarer til dagpengene, en forsikret arbejder er berettiget til. Understøttelsen kan dog også indeholde ikke-monetære faktorer, som personen eventuelt får

21 3 Teoretiske betragtninger 15 nytte af som ledig f.eks. fritid. At søge efter arbejde er imidlertid en omkostningsfuld proces for den arbejdsløse. Der kan både være økonomiske udgifter forbundet med søgningen og alternativomkostninger, f.eks. i form af mistet fritid i den tid, personen bruger på at søge. Det antages af Van den Berg og van der Klaauw, at søgeomkostningerne er givet ved funktionen:, = + = , 0< < 3.1 Den valgte specifikation betyder bl.a., at personen ingen søgeomkostninger har, såfremt der ikke søges efter arbejde, dvs. 0,0 =0, men at omkostningerne stiger med en stigende intensitet, når personen øger sin søgeintensitet. Sammen med den proportionale sammenhæng mellem jobankomstraten og søgeintensiteten angiver det en forventning om, at der er et faldende afkast af øget søgning. Dette gælder, uanset om den arbejdsløse kun bruger den ene søgekanal, eller om indsatsen bliver delt mellem de to kanaler. Bag det ligger en antagelse om, at søgning via de to kanaler er en relativt ens måde at bruge sin indsats (tid og penge) på i forhold til andre alternativer. Derudover er de angivne parameterværdier i sidste udtryk af ligning (3.1) også valgt for at sikre indre løsninger for de optimale søgeintensiteter til hver søgekanal, og. 11 For at finde sin optimale søgestrategi skal den arbejdsløse person beslutte, hvornår et jobtilbud er værd at acceptere, og hvor stor en søgeintensitet, der skal lægges, i hver af de to søgekanaler. Til det formål udnyttes Bellman s princip for dynamisk optimering. Kort fortalt er ideen i Bellman s princip, at et beslutningsproblem, der strækker sig over flere perioder, konverteres til en sekvens af enkelt-periode beslutningsproblemer (se f.eks. Mortensen, 1986). Det betyder, at den lediges beslutningsproces angående optimal søgestrategi kan udtrykkes ved, at personen i hver periode tager stilling til, om et eventuelt jobtilbud givet i perioden skal accepteres eller afslås, og samtidig fastsætter sin optimale søgeintensitet. Dette formuleres i Bellman s ligning: = max 3, E max,0 3.2 hvor er diskonteringsfaktoren, og er værdifunktionen som ledig, der giver den forventede tilbagediskonterede indkomst over den uendelige tidshorisont, givet at en optimal søgestrategi følges i alle kommende perioder. kan ses som nutidsværdien af nettoindkomsten, dvs. at der implicit er taget højde for eventuelle skatter og fradrag m.v. Mens angiver den samlede værdi af at være arbejdsløs og søge beskæftigelse, angiver flow-værdien pr. periode. Som det fremgår af ligningens højre side, består flow-værdien af nettoindkomsten som ledig (dagpengene fratrukket søgeomkostningerne for indeværende periode) plus den tilbagediskonterede forventede værdi af 11 Se Van den Berg & van der Klaauw (2006) for en mere uddybende diskussion af specifikationen for omkostningsfunktionen.

22 3 Teoretiske betragtninger 16 muligheden for at komme i beskæftigelse i næste periode. Hertil skal det bemærkes, at er værdifunktionen som beskæftiget (værdien af at acceptere et jobtilbud til næste periodes udtrukne løn og beholde det for evigt), og at der i forventningen således tages højde for, at værdien af at være beskæftiget skal være større end værdien af at være ledig, for at personen vil acceptere jobbet. Er dette ikke opfyldt, afslås tilbuddet, og personen får intet værdimæssigt udbytte af sin søgeindsats. Dette fører til en optimal stoppe-regel i form af en reservationsløns-strategi, hvor = betegner den unikke reservationsløn. Reservationslønnen angiver den minimumsløn, som personen vil godtage for at acceptere et job. Ligger den tilbudte løn under denne værdi, vil personen afslå tilbuddet og dermed fortsat være ledig minimum en periode endnu. Van den Berg & van der Klaauw (2006) antager simplificerende, at modellens strukturelle parametre,,,e,e,,,, alle er positive og har en endelig værdi. Derudover antages parametrene at være konstante over tid. Modellen er dermed stationær ligesom den simple søgemodel. Det betyder bl.a., at den strategi, der er optimal i indeværende periode, også vil være optimal næste periode. 12 hvor Ligning (3.2) kan omskrives, så den er udtrykt ved den lediges reservationsløn: = max 3, =1 og = 3.3 og er henholdsvis overlevelsesfunktionen og overskudsfunktionen forbundet med. Den første angiver sandsynligheden for, at et løntilbud er større end en given løn,. Jo større, jo mindre bliver denne sandsynlighed. Den næste angiver, hvor stor en merværdi personen kan forvente at opnå ved at skifte fra ledighed til beskæftigelse, når den valgte reservationsløn tages i betragtning (Jo større reservationsløn, jo større skal den tilbudte løn være, for at personen får et 12 Denne antagelse er selvfølgelig diskutabel. F.eks. har Mortensen (1977) vist, at ledige, der kun kan modtage understøttelsen i en endelig periode, gradvist vil sænke deres reservationsløn frem mod udløbet af perioden. Konsekvensen bliver, at sandsynligheden for at komme i beskæftigelse stiger med længden af ledighedsperioden. Det danske system passer på denne situation, da dagpengeretten skal genoptjenes på ny efter at have modtaget dagpenge i 4 år, og selvom en person f.eks. skulle være berettiget til at modtage kontanthjælp, vil indkomsten typisk falde ved ophør af dagpengene. Det vil derfor forventes, at de forsikrede ledige sænker reservationslønnen frem mod udløbet af de 4 år, hvilket bryder med stationaritetsantagelsen. Van den Berg (1990) viser imidlertid, at såfremt der sker et fald i, men tidspunktet herfor ikke er nært forestående, og afgangsraten til beskæftigelse er høj, så vil de lediges adfærd approksimativt svare til situationen, hvor er konstant. I min empiriske analyse ser jeg kun på nyledige dagpengemodtagere, dvs. personer med 4 års dagpengeret ved ledighedsforløbets påbegyndelse. Da jeg følger dem i en observationsperiode på godt 2,5 år, vil de ikke nå at være tæt på udløb af dagpengeperioden, selvom de skulle være ledige i hele observationsperioden. På baggrund af Van den Berg (1990) vil det derfor kunne forventes, at disse personer approksimativt agerer, som om er konstant.

23 3 Teoretiske betragtninger 17 overskud ved at skifte fra ledig til beskæftiget). Overskudsfunktionen er således faldende i reservationslønnen. 13 Den ledige vælger omfanget af søgeindsats gennem hver af de to søgekanaler, så værdien i ledighedsperioden bliver størst mulig. Betingelserne, for at dette opnås, er, at der for hver kanal vælges de søgeintensiteter, hvor den marginale omkostning af at øge indsatsen svarer til den marginale gevinst ved den øgede søgning for den pågældende kanal. De optimale søgeintensiteter kan herefter udtrykkes ved reservationslønnen og de strukturelle parametre: = I ligning (3.4) er det værd at bemærke, at den optimale søgeintensitet til den enkelte kanal påvirkes af, hvor effektiv søgningen er ved begge søgekanaler og ikke kun ved den pågældende kanal. Det optimale niveau af reservationslønnen kan nu udtrykkes ved modellens strukturelle parametre ved at bruge ligning (3.4) i ligning (3.3) for reservationslønnen: = Som tidligere nævnt kan den ledige påvirke skiftet fra ledighed til beskæftigelse gennem sit valg af reservationsløn og søgeintensiteter. Dette ses af afgangsraten,, som er raten, hvormed de ledige forlader ledigheden for at starte i job: =, hvor = 3.6 angiver de kanalspecifikke afgangsrater, der er et produkt af sandsynligheden for at modtage et jobtilbud og sandsynligheden for, at tilbuddet er acceptabelt. Det betyder bl.a., at jo større den lediges reservationsløn er, jo mindre er afgangsraterne, eftersom. er faldende i. Stationaritetsantagelsen i modellen medfører, at afgangsraterne er konstante over tid. Den forventede varighed af en ledighedsperiode er således også konstant og givet ved: = hvor er en stokastisk variabel, der angiver varigheden af ledighedsforløbet (eller ækvivalent: varigheden af søgeperioden indtil der kommer et acceptabelt jobtilbud). Det ses af ligning (3.7), at en 13 Bemærk at der kun integreres over de relevante lønninger dvs. de løntilbud, der ligger over den lediges reservationsløn, og som derfor vil give et positivt afkast for personen ved at acceptere jobbet. Hvis en person eksempelvis ikke har nogen værdi af at være ledig og derfor ønsker at komme i arbejde for enhver pris dvs. har en reservationsløn på 0 så vil gevinsten, personen kan forvente ved at få et arbejde, svare til gennemsnitslønnen for den givne lønfordeling, 0 =. Modsat vil personen ikke have nogen sandsynlighed for at modtage acceptable jobtilbud og dermed ikke have nogen forventet gevinst ved at indtræde på arbejdsmarkedet, hvis værdien som ledig er uendelig høj, =0.

24 3 Teoretiske betragtninger 18 stigning i afgangsraten til beskæftigelse medfører et fald i den forventede varighed af forløbet. Såfremt jobsamtalerne har en samlet positiv effekt på afgangsraten, vil de således leve op til deres formål om at få de ledige hurtigere i beskæftigelse. I det følgende ses der på, hvordan henholdsvis det rådgivende element og det overvågende element af samtalerne påvirker afgangsraten,, og dermed den forventede varighed af ledighedsforløbet. Resultaterne bruges efterfølgende til at diskutere de forventede effekter af samtalernes rettidighed Effekter af jobsamtalernes rådgivende element Det rådgivende formål i samtalerne kan, jf. afsnit 2.3.1, ses som et instrument til at øge effektiviteten af den lediges jobsøgning hovedsagligt i forhold til den formelle søgekanal. Dette kan inkorporeres i modellen ved en stigning i. 14 Stigningen betyder, at ankomstraten for job fra den formelle kanal øges for en given søgeintensitet, efter at den ledige har modtaget rådgivningen. Det er dog muligt, at søgeindsatsen via den uformelle kanal også forbedres som følge af det rådgivende element, men som pointeret i Van den Berg & van der Klaauw (2006), så gælder modellens resultater stadigvæk, så længe stigningen i er mindre end stigningen i. Påvirkningen af den øgede jobankomstrate på den samlede overgang til beskæftigelse kan bedst analyseres ved at se på jobankomstratens betydning for de kanal-specifikke afgangsrater. For den formelle kanal har den øgede jobankomstrate både en direkte effekt på afgangsraten til beskæftigelse og indirekte effekter. Den direkte effekt består i, at stigningen i påvirker sandsynligheden for at modtage et jobtilbud positivt, jf. ligning (3.6). De indirekte effekter løber ad to veje, idet stigningen i påvirker i) den lediges optimale valg af reservationsløn, jf. ligning (3.5), som har betydning for sandsynligheden for, at et jobtilbud er acceptabelt, og ii) den lediges valg af formel søgeintensitet, jf. ligning (3.4), som påvirker sandsynligheden for at modtage et jobtilbud. Afgangsraten for den uformelle kanal påvirkes derimod kun af stigningen i gennem de indirekte effekter i form af ændret søgeintensitet til den uformelle kanal og ændret reservationsløn. Alt i alt betyder det, at den samlede påvirkning på afgangsraten til beskæftigelse som følge af en mere effektiv formel søgning udgøres af mange forskellige del-effekter. For at sige noget om fortegnet på de indirekte effekter antages det, at lønfordelingerne ved de to kanaler er ens, dvs. = (det betyder bl.a., at sandsynligheden for at modtage et acceptabelt tilbud er ens for de to søgekanaler) 15, og at opfylder, at er ikke-faldende i, hvor er hazardraten for lønfordelingen 16. På baggrund af modellen kan det nu udledes, at den ledige vil 14 Alternativt kunne der ske en reduktion af Se Van den Berg & van der Klaauw (2006) for en diskussion af rimeligheden af denne antagelse. 16 Dvs., at for små ændringer i den tilbudte løn,, kan tolkes som sandsynligheden for, at et løntilbud ligger i intervallet, +, givet at tilbuddet er større end. I artiklen argumenteres der for, at det er en mild antagelse, eftersom de fordelinger, der hovedsageligt bruges til at modellere løntilbud, alle opfylder denne betingelse.

25 3 Teoretiske betragtninger 19 substituere noget af indsatsen fra den uformelle søgning over til den formelle søgning, når effektiviteten af den formelle søgning stiger >0 ; <0. Stigningen i ankomstraten for jobs betyder samtidig, at den ledige får større mulighed for at forlade ledigheden, hvilket øger den forventede nutidsværdi af at være ledig. Det betyder, at personen bliver mere selektiv angående hvilke jobs, der vurderes som acceptable. Den mere selektive adfærd udmønter sig i en stigning i reservationslønnen >0, hvilket medfører et fald i sandsynligheden for at modtage acceptable tilbud fra begge søgekanaler <0. Den formelle kanals afgangsrate påvirkes således af en positiv direkte effekt i form af stigningen i, en positiv indirekte effekt gennem stigningen i den formelle søgeintensitet og en negativ indirekte effekt gennem stigningen i reservationslønnen. Afgangsraten for den uformelle kanal påvirkes derimod af to negative indirekte effekter, hvor den ene er gennem stigningen i reservationslønnen, og den anden er gennem faldet i den uformelle søgeintensitet. Den uformelle afgangsrate falder dermed som følge af den øgede jobankomstrate ved den formelle kanal <0. Under de angivne antagelser kan det imidlertid vises, at afgangsraten for den formelle kanal stiger >0, og at denne stigning er større end faldet ved den uformelle kanal, så den samlede effekt på afgangsraten fra ledighed til beskæftigelse stiger >0. Det vil med andre ord sige, at hvis den lediges søgeindsats via den formelle kanal (primært) bliver mere effektiv som følge af det rådgivende element af jobsamtalerne med sagsbehandleren fra jobcentret, så vil det samlet set resultere i en større afgangsrate til beskæftigelse. Samtalernes rådgivende element vil dermed bidrage til en forventet kortere varighed af ledighedsperioden. Eftersom den øgede effektivitet af søgningen antages at være et resultat af den modtagne rådgivning, vil det kunne forventes, at effekten på afgangsraten først ses i tidsrummet efter, at samtalen har været afholdt Effekter af jobsamtalernes overvågende element Det overvågende element indeholder som tidligere beskrevet et minimumskrav til omfanget af den lediges søgeindsats, idet personen til hver jobsamtale skal finde mindst to job at søge. 17 Af LAB- Bekendtgørelsen fremgår det, at det skal være mindst to relevante konkrete job, der f.eks. er indlagt i Jobnet. (LAB-Bekendtgørelsen af 27. januar 2011, 29 stk. 2). Søgekravet virker således til primært at være målrettet den formelle jobsøgning med fokus på besvarelse af jobannoncer. Dette kan forklares med, at den formelle søgning er langt nemmere for sagsbehandleren at kontrollere end den uformelle. Ligesom Van den Berg & van der Klaauw (2006) definerer jeg derfor søgekravet til at 17 At den ledige skal møde op til de regelmæssige jobsamtaler i jobcentret (efterlevelse af rettidighedsbestemmelserne), er i sig selv en del af det overvågende element. Effekten af rettidigheden i samtalerne er fokus for næste delafsnit og vil derfor ikke blive behandlet i indeværende delafsnit.

26 3 Teoretiske betragtninger 20 omhandle indsatsen i den formelle jobsøgning, hvor angiver den krævede minimumsindsats. Samtidig sættes, =1,2 som de søgeintensiteter til de to søgekanaler, den ledige ville vælge som optimale, såfremt der ingen officielle krav var. I det tilfælde, hvor >, vil det overvågende element ingen effekt have på den lediges adfærd, eftersom den ledige selv finder det optimalt at søge med en større indsats, end hvad der kræves som minimum. Analysen i dette afsnit gælder derfor situationen, hvor < dvs. at den lediges optimale søgeintensitet i fravær af reglerne ville være mindre end det påkrævede niveau. I tråd med Van den Berg og van der Klaauw antager jeg ligeledes, at ingen af de ledige overtræder reglerne ved ikke at leve op til søgekravet. Det er selvfølgelig ikke helt i overensstemmelse med virkeligheden. Opgørelser fra Rådighedsstatistikken for forsikrede ledige viser imidlertid, at antallet af underretninger om negative hændelser (hvor de ledige ikke umiddelbart lever op til kravene fra jobcentret, og der dermed kan være tvivl om personernes rådighed) fra jobcentrene til a-kasserne svarer til ca. 7 procent af jobcentrenes samlede antal tilbud og aktiviteter. 18 Af de 7 procent er det kun godt hver tredje underretning, der vurderes relevant, og heraf er det kun halvdelen, der fører til en sanktion. 19 Jeg finder derfor antagelsen om overholdelse af søgereglerne rimelig for at få en indikation af, hvordan det at skulle leve op til søgekravet påvirker den lediges adfærd. 20 I det specielle tilfælde, hvor søgning via de to kanaler anses for at være perfekte substitutter, vil kravet om, at den ledige skal øge sin formelle søgning til >, ingen effekt have på hverken reservationslønnen eller afgangsraten. Årsagen er, at stigningen i den formelle søgning bliver modsvaret af en tilsvarende reduktion i den uformelle søgning. Det overvågende element vil således ikke bidrage til en reduktion af ledighedsforløbet, eftersom den ledige blot substituerer sin indsats fra den ene søgekanal til den anden. I det mere realistiske tilfælde, hvor kanalerne ikke er perfekte substitutter, vil der imidlertid være flere modsatrettede effekter. Ved at følge søgekravet og dermed søge med intensiteten > tvinges den ledige til at opføre sig anderledes, end hvad denne selv finder optimalt. Det betyder, at marginalomkostningen overstiger marginalgevinsten ved den formelle søgning, hvorfor værdien som ledig falder. Den ledige bliver derfor villig til at acceptere lavere løntilbud for at forlade ledigheden, hvilket ses som et fald i reservationslønnen. For den formelle kanal er der således to positive effekter af det overvågende element, idet både søgeintensiteten og sandsynligheden for 18 De angivne tal er for 1. halvår 2008, jf. Arbejdsdirektoratet (2009). Selvom der kan være sket en stigning i tallene frem til august 2010, hvor observationsperioden for det anvendte data til specialet slutter, tyder tal fra Jobindsats.dk for antal rådighedssanktioner i forhold til antal forsikrede ledige ikke umiddelbart på, at der skulle være sket radikale ændringer, jf. appendiks A. 19 Bemærk, at disse underretninger indeholder alle tænkelige forseelser fra den lediges side, der har med deres rådighed og villighed til at tage et arbejde at gøre. Manglende opfyldelse af søgekrav udgør således kun en andel af de angivne tal. 20 I forhold til de teoretiske effekter af risikoen for sanktioner i tilfælde af at kravene ikke overholdes, kan der f.eks. henvises til Van den Berg m.fl. (2004) og Abbring m.fl. (2005).

27 3 Teoretiske betragtninger 21 acceptable jobtilbud stiger. Afgangsraten for den formelle kanal påvirkes derfor i positiv retning som følge af det øgede søgekrav >0. Med hensyn til den uformelle kanal fastsætter den ledige fortsat selv, hvor stor indsatsen skal være. Udgangspunktet for at finde det optimale niveau hertil er igen at maksimere højresiden af ligning (3.3), men denne gang kun i forhold til, da er fast og bestemt af jobcentrets minimumskrav: =. Førsteordensbetingelsen, som skal opfylde for at være optimal for den ledige givet reservationslønnen, bliver derfor: + = Venstresiden af (3.8) er marginalomkostningen ved at søge via den uformelle kanal, og højresiden er marginalgevinsten. Herfra kan det udledes, at en stigning i kravene til den formelle søgning både har en substitutionseffekt og en indkomsteffekt på det optimale niveau af. Substitutionseffekten opstår, da stigningen i gør det dyrere for den ledige at søge via den uformelle kanal, idet marginalomkostningen stiger. Denne effekt trækker derfor i retning af et fald i ; En del af indsatsen til den uformelle kanal, som er blevet dyrere at bruge på grund af overvågningen, substitueres over til den formelle kanal for at leve op til de øgede søgekrav. Indkomsteffekten opstår, da stigningen i som redegjort for ovenfor får reservationslønnen til at falde. Faldet har en positiv virkning på overskudsfunktionen for den uformelle kanal. Marginalgevinsten ved at søge uformelt stiger derfor, hvilket påvirker det optimale niveau af positivt. Der er ikke et generelt udtryk for, hvornår den ene effekt dominerer den anden, men ifølge Van den Berg & van der Klaauw (2006) vil det i de fleste tilfælde være den negative substitutionseffekt, der er den dominerende dvs., at det overvågende element i form af minimumskrav til den formelle søgning medfører en reduktion i den uformelle søgning <0, da de øgede marginalomkostninger ved at bruge denne søgning overstiger den øgede marginalgevinst. Ligeledes er det svært at give et generelt udtryk for, hvordan den samlede påvirkning af overvågningen er på afgangsraten fra ledighed. Van den Berg og van der Klaauw finder imidlertid, at effekten af reduktionen i den uformelle søgning (som følge af overvågningen) i mange tilfælde vil overskygge effekten af den påkrævede stigning i den formelle søgning og dermed bevirke, at den samlede afgangsrate til beskæftigelse falder <0. Det overvågende element vil i dette tilfælde have en modsatrettet effekt på den forventede varighed af ledighedsforløbet end tiltænkt. Dette resultat gælder især, når søgning via den uformelle kanal er mere effektiv end via den formelle <. Det skal dog pointeres, at der er nogle tilfælde, hvor afgangsraten kan tænkes at stige som følge af overvågningen. Det drejer sig bl.a. om situationen, hvor og/eller er lille; hvis søgningen via den uformelle kanal er relativt ineffektiv, er det begrænset, hvor stort et tab en

28 3 Teoretiske betragtninger 22 reduktion af denne indsats vil medføre. Tilsvarende, hvis den ledige kun har valgt en lille indsats til den uformelle kanal, så giver det en naturlig begrænsning på, hvor stor reduktionen kan blive som følge af overvågningens ekstra omkostninger. Den omtalte substitutionseffekt vil derfor ikke få nogen særlig betydning i disse tilfælde. Det kunne f.eks. dreje sig om personer, der ikke har et godt arbejdsrelateret netværk, og som derfor ikke har et stort forventet udbytte af at søge uformelt. Samlet set tyder det på, at det ikke er ubetinget positivt for varigheden af ledighedsforløbene, at der som en del af det overvågende element af jobsamtalerne er et fast minimumskrav til jobsøgningen, hvis dette element er for fokuseret på den formelle søgekanal. Det er muligt, at søgekravet medfører en stigning i afgangsraten til beskæftigelse, hvis den lediges søgemulighed via den uformelle kanal er relativ ineffektiv i form af en lav jobankomstrate, og/eller hvis den lediges optimale søgeintensitet via den uformelle kanal er relativt lille. I flere tilfælde og specielt for ledige med gode muligheder for at anvende de uformelle søgemetoder kan søgekravet imidlertid have en ligefrem modsatrettet effekt end den tiltænkte. Det kan altså mindske afgangsraten til beskæftigelse Effekter af rettidigheden af jobsamtalerne Ud over kravene til indholdet af jobsamtalerne har det individuelle kontaktforløb også som formål at sikre, at alle forsikrede ledige modtager disse samtaler regelmæssigt, således at ingen overlades til sig selv i for lang tid ad gangen. De fastsatte tidsregler, for hvornår en ledig dagpengemodtager senest skal have afholdt første og gentagne jobsamtaler, skal netop sikre en løbende kontakt mellem sagsbehandleren i jobcentret og dagpengemodtageren. Formålet med dette delafsnit er at komme med teoretiske vurderinger af de mulige effekter af disse tidsregler samt fremrykningen heraf for de unge under 30 år. Med andre ord er formålet at vurdere, hvilken betydning rettidigheden i samtaleafholdelsen kan have på varigheden af ledighedsforløbet - om det at få en jobsamtale rettidigt hjælper den ledige til hurtigere at blive selvforsørget i forhold til ikke at modtage samtalen til tiden. Og tilsvarende, om fremrykningen af tidspunktet for første samtale hjælper de forsikrede ledige under 30 år til hurtigere at blive selvforsørget. Grundet stationaritetsantagelsen i den anvendte model vil den lediges optimale reaktionsmønster som følge af jobsamtalens forskellige elementer være det samme, uanset hvornår i ledighedsforløbet personen modtager samtalen. Hvis en samtale er afholdt rettidigt, vil det alt andet lige betyde, at den ledige person har modtaget samtalen tidligere i ledighedsforløbet, end hvis samtalen ikke har været rettidig. Det betyder dermed også, at den lediges reaktion og dennes betydning for afgangsraten til beskæftigelse vil gøre sig gældende tidligere i ledighedsforløbet, hvis samtalen afholdes rettidigt, end hvis samtalen ikke afholdes rettidigt. Denne sammenhæng samt de analyserede konsekvenser af det rådgivende og overvågende element af samtalerne fra de foregående delafsnit danner udgangspunktet for min teoretiske analyse af effekten af rettidigheden og fremrykningen heraf.

29 3 Teoretiske betragtninger 23 Det fremgik af analyserne fra jobsøgningsmodellen, at såvel det rådgivende som det overvågende element af jobsamtalerne vil resultere i en substitution af indsatsen fra den uformelle søgekanal til den formelle søgekanal. For personer, der ikke har et stort forventet udbytte af at søge uformelt og/eller kun bruger denne kanal i et lille omfang, vil begge elementer kunne forventes at bidrage til en stigning i afgangsraten til beskæftigelse. Afholdes samtalen rettidigt vil det således kunne forventes, at disse personer oplever en stigning i afgangsraten tidligere i forløbet, end hvis samtalen ikke er rettidig. Rettidigheden vil derfor i dette tilfælde forventes at bidrage til, at de ledige hurtigere kommer i beskæftigelse og dermed reducerer den forventede varighed af ledighedsforløbene. På samme måde vil der i dette tilfælde kunne forventes positive effekter af reformen for ungereglerne på afgangsraten til beskæftigelse, eftersom reformen netop medfører en fremrykning af tidspunktet for første samtale og dermed en fremrykning af de positive effekter af første samtale på afgangsraten. For ledige med gode muligheder for at anvende de uformelle søgemetoder vil det derimod kunne forventes, at de to analyserede elementer af jobsamtalerne modarbejder hinanden. Mens søgekravet i overvågningen har en negativ effekt på afgangsraten, ved at den ledige substituerer sin indsats fra den effektive (uformelle) kanal til den mindre effektive (formelle) kanal, vil det rådgivende element have en positiv effekt ved at øge effektiviteten af den formelle søgekanal relativt til den uformelle. Hvilken af disse to effekter, der dominerer, er svært at sige. Det er derfor heller ikke til at sige a priori, hvorvidt overholdelse af rettidigheden i samtaleafholdelsen eller fremrykningen af første samtale for de unge under 30 år vil virke positivt på afgangsraten for disse personer. Ud over de allerede analyserede effekter kan der også være omkostninger for den ledige ved at skulle møde op til samtalerne f.eks. i form af alternativomkostninger samt transportomkostninger for at komme til jobcentret. Disse omkostninger kan indarbejdes i modellen ved en reduktion af indkomsten som ledig,. Denne reduktion vil, jf. ligning (3.5), reducere den optimale reservationsløn og dermed bidrage til en større afgangsrate. En rettidig samtale vil fremskynde denne effekt i forhold til en ikke-rettidig samtale, og de individuelle omkostninger ved at skulle deltage i samtalerne understøtter dermed en positiv effekt af rettidigheden samt fremrykningen heraf for de unges første samtale på afgangsraten til beskæftigelse. 3.3 Opsummering af den teoretiske analyse I de foregående delafsnit er det rådgivende og overvågende element (i form af et minimumskrav til formel jobsøgning) af jobsamtalerne i det individuelle kontaktforløb for forsikrede ledige sat i en søgeteoretisk kontekst. Mulige effekter af de to elementer er analyseret ud fra en jobsøgningsmodel af Van den Berg & van der Klaauw (2006), der skelner mellem formelle og uformelle søgekanaler, og som tillader endogene søgeintensiteter til hver kanal. Det rådgivende element af samtalerne forventes at øge effektiviteten af den formelle jobsøgning og som et resultat heraf at øge

30 3 Teoretiske betragtninger 24 afgangsraten ved den formelle kanal, mens afgangsraten ved den uformelle kanal ventes mindsket. Dog forventes den førstnævnte effekt at dominere, således at den samlede afgangsrate til beskæftigelse forventes at stige. For det overvågende element er det sværere at komme med et generelt udtryk for den forventede effekt. I de fleste tilfælde vil et søgekrav til den formelle kanal være forbundet med en substitution af indsatsen fra den uformelle kanal til den formelle, hvilket kan medføre et fald i den samlede afgangsrate specielt hvis den uformelle søgeindsats er mere effektiv end den formelle. Der er dog mulighed for, at personer med lav effektivitet ved den uformelle kanal eller lille søgeindsats hertil kan påvirkes positivt af overvågningen. De ovenfor omtalte resultater er efterfølgende anvendt til at vurdere effekten af rettidigheden i jobsamtalerne samt fremrykningen af første samtale for de forsikrede ledige under 30 år. En jobsamtale, der afholdes rettidigt, vil medføre, at de forventede effekter af samtalernes rådgivende og overvågende elementer påvirker den ledige tidligere i ledighedsforløbet, end hvis samtalen ikke er rettidig. Den samlede vurdering er, at det a priori er svært at sige, hvorvidt rettidigheden i samtaleafholdelsen vil påvirke afgangsraten til beskæftigelse positivt grundet de forskellige forventede effekter af det rådgivende og overvågende element. Der er med andre ord ikke en klar teoretisk indikation af, om rettidigheden i samtaleafholdelsen for de forsikrede ledige som ønsket vil bidrage til at reducere den forventede varighed af ledighedsforløbet. De teoretiske betragtninger af, hvilken påvirkning samtalernes rettidighed har på ledighedsforløbenes varighed, suppleres derfor i næste afsnit med et overblik over udvalgte tidligere undersøgelser, som anvender en empirisk tilgang til at vurdere effekten af samtaler med arbejdsløse personer.

31 4 Tidligere empiriske resultater 25 4 Tidligere empiriske resultater Adskillige artikler har undersøgt effekter af samtaler. Der er imidlertid ikke mig bekendt tidligere fokuseret eksplicit på rettidigheden af jobsamtaler, hvorfor der ikke findes analyser, som resultaterne fra dette speciales empiriske analyser kan sammenlignes direkte med. Fokus i dette afsnit vil derfor primært være på de effekter, der generelt er fundet for samtalernes henholdsvis rådgivende og overvågende element. På den måde vil præsentationen af tidligere empiriske resultater følge samme spor som de teoretiske betragtninger og således være et supplement hertil. Beskrivelsen af de empiriske resultater for de to elementer tager udgangspunkt i et nyere litteraturstudie af Rosholm & Svarer (2010). Efterfølgende vil resultater fra udvalgte artikler baseret på danske data blive præsenteret, inden afsnittet afrundes med en opsummering omkring den forventede effekt af rettidigheden af samtalerne på baggrund af de fundne effekter for samtalerne. 4.1 Effekter af samtalernes forskellige elementer et kort overblik I Rosholm & Svarer (2010) er der foretaget et litteraturstudie af såvel danske som internationale artikler, der med kvantitative metoder har undersøgt effekten af samtaler i forhold til at få ledige i beskæftigelse. Studiet omfatter ca. 40 artikler inden for den økonomiske litteratur, som enten er publiceret eller udkommet som arbejdspapir eller rapport, og som hovedsagligt fokuserer på effekten for arbejdsmarkedsparate ledige. På den baggrund vurderer forfatterne selv, at gennemgangen rimeligt godt opsummerer litteraturen på området således afgrænset, om end det ikke kan udelukkes at enkelte artikler er blevet overset. (Rosholm& Svarer, 2010, s. 19). I artiklen er det forsøgt at opdele de udvalgte artikler efter, hvilken type effekt af samtalerne, der undersøges. Der skelnes således mellem motivationseffekter af samtalerne, direkte effekter ved at have modtaget en samtale og øvrige effekter af samtalerne. Derudover behandles de (få) danske studier i et separat afsnit, ligesom studiet indeholder et afsnit angående samtaler og sanktioner. De direkte effekter af samtalerne er endvidere opdelt efter, om samtalerne i overvejende grad anvendes med et rådgivende formål eller med et overvågende formål. Litteraturstudiet giver derfor et godt udgangspunkt for et overblik over de relevante effekter, fundet i litteraturen, som ønskes belyst i dette afsnit Erfaringer fra udenlandske undersøgelser De artikler i litteraturstudiet, der undersøger effekten af samtaler med et hovedsagligt rådgivende formål, udnytter forskellige eksperimenter udført i Amerika, England, Holland og Sverige samt ændringer af regler og indførelse af nye initiativer i England og Frankrig. Ud over, at artiklerne udnytter forskellige kilder for at afdække samtalernes effekt, gør de også brug af forskellige 21 I det følgende præsenteres de overordnede træk fra litteraturstudiets artikler samt de overordnede konklusioner, som Rosholm & Svarer (2010) gør på baggrund af disse artikler. For en nærmere gennemgang af indholdet i de enkelte undersøgelser henvises til Rosholm & Svarer (2010).

32 4 Tidligere empiriske resultater 26 økonometriske metoder. Trods det er der et nogenlunde enslydende billede, hvor Rosholm & Svarer (2010) opsummerende konkluderer, at samtalerne med det primært rådgivende formål: er med til at skaffe ledige hurtigere i job, og at der ikke er tegn på, at jobkvaliteten falder som følge af den kortere ledighedsperiode. Der er endvidere en tendens til, at samtalerne er mindre effektive for ledige med en lang ledighedshistorik og for svagere ledige. (Rosholm& Svarer, 2010, s. 33). Det skal dog nævnes, at resultater fra flere af artiklerne er baseret på forsøg eller initiativer, der både har indbefattet intensiveret rådgivning og overvågning. De pågældende artiklers forfattere gør derfor selv opmærksom på, at det kan være svært at vurdere, hvor stor en effekt det enkelte element har haft, jf. Meyer (1995) og Dolton & O Neill (2002). En artikel, som derfor er særlig interessant blandt de undersøgte, er Crépon m.fl. (2005), der evaluerer et fransk initiativ indeholdende fire forskellige programmer med øget rådgivning uden øget rådighedskrav. Hovedkonklusionerne herfra er, at to af programmerne ét af typisk en dags varighed, hvor den lediges kvalifikationer vurderes, og ét af maks. tre måneders varighed, hvor ledige med gode jobmuligheder får assistance til jobsøgningen øgede afgangsraten til beskæftigelse, ét havde en insignifikant effekt og det sidste, som var rettet mod svagere ledige, havde negativ effekt. Bemærkelsesværdigt er det, at alle fire programmer reducerede raten, hvormed personerne faldt tilbage til ledighed efter at være kommet i beskæftigelse, og at disse effekter var større end effekterne på afgangsraten ud af ledigheden. Det indikerer, at den positive effekt af samtalerne eventuelt undervurderes, når der kun ses på afgangsraten ud af ledighed. Alt i alt understøtter de tidligere empiriske resultater angående samtaler med rådgivende formål de teoretiske betragtninger, hvor de lediges afgangsrate overordnet forventes at stige som følge af at modtage rådgivende samtaler. Resultaterne fra Crépon m.fl. (2005) hænger også fint sammen med teorien: Hvis de ledige gennem samtalernes rådgivende element hjælpes til at finde et job, der passer bedre til deres kompetencer, eller til at finde et job med bedre arbejdsvilkår, så vil det forventes at kunne øge længden af den periode, som personen er i jobbet. Artiklerne, der undersøger effekten af samtaler med et hovedsagligt overvågende formål, anvender ligeledes forsøg fra forskellige lande samt ændringer i lovgivning til at identificere de ønskede effekter. De ændringer og forsøg, der udnyttes til dette formål, er mere rene end dem, der generelt blev udnyttet til at evaluere effekten af samtalernes rådgivende element, forstået på den måde, at ændringerne kun indførte øgede krav til de ledige om at dokumentere deres søgeadfærd. Den opsummerende konklusion herfra er i Rosholm & Svarer (2010), at der ikke er et entydigt billede af effekten af de øgede søgekrav: Både på amerikanske og engelske data er der studier, der finder positive effekter på afgangsraten fra ledighed til beskæftigelse af øgede søgekrav, og studier der ikke finder

33 4 Tidligere empiriske resultater 27 signifikante effekter. Kobles dette med det hollandske studie der peger på, at formelle jobsøgningskrav kan reducere brugen af uformelle kontakter tyder det således på, at man skal være varsom med at formulere for rigide krav til jobsøgningen, lige som der kan være grund til at være opmærksom på eventuelle effekter på afgang til andre tilstande end beskæftigelse (Rosholm& Svarer, 2010, s. 37). Det hollandske studie, der henvises til, er artiklen af Van den Berg & van der Klaauw (2006), hvis jobsøgningsmodel dannede grundlaget for den teoretiske analyse i afsnit 3. Artiklen indeholder ud over den teoretiske model også en evaluering af et hollandsk eksperiment, hvor de ikke fandt nogen signifikant påvirkning på afgangsraten til beskæftigelse. Derimod fandt de, at deltagerne i eksperimentet substituerede deres indsats fra de uformelle søgekanaler til de formelle, som forventet ud fra modellen. Samlet set er de empiriske resultater for samtalernes overvågende element således i tråd med de teoretiske betragtninger, idet der ikke er fundet en entydig effekt på afgangsraten som følge af øgede søgekrav/krav til dokumentation for søgeindsatsen Erfaringer fra undersøgelser på danske data Der er som nævnt også lavet studier af effekten af samtaler på danske data. Bl.a. har Arbejdsmarkedsstyrelsen gennemført tre eksperimenter, hvoraf det ene, Alle i gang, var målrettet kontant- og starthjælpsmodtagere, og de to andre var målrettet nyledige dagpengemodtagere. De to sidstnævnte, benævnt Hurtigt i gang 1 og Hurtigt i gang 2, er naturligt af særlig interesse i forhold til dette speciale. Hurtigt i gang 1 blev gennemført i i to amter henholdsvis Sønderjyllands og Storstrøms amt hvor nyledige dagpengemodtagere blev tilfældigt allokeret til henholdsvis en deltager- og en kontrolgruppe ud fra deres fødselsdag. Deltagergruppen modtog en intensiveret arbejdsmarkedspolitisk indsats, mens kontrolgruppen modtog den sædvanlige indsats. 22 I en evaluering af forsøget finder Graversen & van Ours (2008), at den intensiverede indsats forøgede afgangsraten fra ledighed til beskæftigelse med gennemsnitligt 30 procent for deltagergruppen i forhold til kontrolgruppen, at resultatet er robust for forskellige typer af ledige, og at det tilsyneladende er en motivationseffekt (trusselseffekt) ved udsigten til den intensiverede indsats, der hovedsagligt driver de positive resultater (om end sidstnævnte resultat skal tolkes med en vis varsomhed). Evalueringen har imidlertid samme problem som flere af undersøgelserne omkring samtalernes rådgivende element, idet det er svært at adskille betydningen af de enkelte elementer i den intensiverede indsats. Dette forsøges forbedret i en anden evaluering af forsøget, som er foretaget af Rosholm (2008). Bl.a. inkluderes der i denne analyse information om samtlige programmer og samtaler, som de enkelte ledige i henholdsvis deltager- og kontrolgruppen har deltaget i. Den 22 Se figur B.1 i appendiks B for en oversigt over indsatsen for deltagergruppen.

34 4 Tidligere empiriske resultater 28 samlede effekt af at høre til deltagergruppen estimeres i Rosholm (2008) til at være mellem 20 og 40 procent, hvilket er i nogenlunde samme størrelsesorden, som resultatet fundet i Graversen & van Ours (2008). Den samlede positive effekt findes til trods for, at der generelt ikke er nogen af de enkelte elementer i den intensiverede indsats, som i sig selv har positiv effekt på afgangsraten til beskæftigelse. Rosholm (2008) tolker derfor den samlede positive effekt til at være drevet af en mulig motivationseffekt af indsatsen, hvilket er i tråd med det fundne i Graversen & van Ours (2008). Dette understøttes af en analyse, hvor estimerede risikoer for henholdsvis at deltage i aktivering og for at deltage i en samtale inkluderes som forklarende variable i de uger, hvor personen ikke deltager i de pågældende aktiviteter. Ved inklusionen heraf elimineres hovedparten af de signifikante forskelle mellem de to grupper, mens specielt den estimerede samtaleintensitet har en positiv signifikant effekt. 23 Som anført i Rosholm (2008) indikerer det, at samtalernes overvågende element spiller en større rolle end det rådgivende element i forhold til at få de ledige hurtigere i beskæftigelse. For at få et renere billede af, hvilke typer af indsatser, der har den mest gavnlige effekt i forhold til at hjælpe personer hurtigere ud af ledigheden, blev projektet Hurtigt i gang 2 gennemført i Projektet indeholder fire delprojekter bestående af forskellige kombinationer af intensive kontaktforløb og fremrykket aktivering, jf. tabel B.1 i appendiks B. Forsøget er evalueret af Rosholm & Svarer (2009) ved hjælp af DREAM data, hvilket er samme type data, som danner grundlaget for de empiriske analyser i dette speciale. Resultaterne viser, at mænd og kvinder reagerer forskelligt på de forskellige initiativer. Mens kvinderne hovedsagligt påvirkes positivt af intensive kontaktforløb, reagerer mændene i højere grad på udsigten til tidlig deltagelse i aktivering. 24 De positive effekter for kvinderne dækker både over en gennemsnitligt signifikant kortere varighed af ledighedsforløbet og en signifikant større selvforsørgelsesgrad de første 40 uger efter ledighedsforløbets påbegyndelse. For mændene er der derimod kun tegn på en større selvforsørgelsesgrad. De positive effekter på selvforsørgelsesgraden understøtter resultaterne fra Crépon m.fl. (2005), som også fandt positive effekter på den efterfølgende periode som beskæftiget. Resultaterne fra Hurtigt i Gang 2 tyder endvidere på, at de positive effekter er større for nyledige personer, og at effekterne varierer med alderen. I forbindelse med specialet er det især relevant, at personer under 30 år alene oplever en signifikant positiv effekt på selvforsørgelsesgraden som følge af intensive kollektive møder kombineret med fremrykket aktivering, mens der ingen effekt er på varigheden af forløbet. 23 Også i udenlandske undersøgelser er der fundet motivationseffekter af samtaler, jf. Hägglund (2006) og Cockx & Dejemeppe (2007). Hägglund (2006) finder, at effekten er størst, hvis de ledige har udsigt til både jobsøgningssamtaler og øget overvågning. I Cockx & Dejemeppe (2007) er det primært højtuddannede samt i særdeleshed kvinder og personer med stor erhvervserfaring, som effekten omhandler. 24 Mændenes reaktion på udsigten til aktivering er bl.a. også fundet i Geerdsen & Holm (2007), Rosholm & Svarer (2008) og Van den Berg m.fl. (2009).

35 4 Tidligere empiriske resultater 29 Afslutningsvis skal nævnes en artikel af Kjærsgaard m.fl. (2010), der undersøger effekten af forskellige typer af samtaler ved hjælp af detaljeret registerdata over årene På daværende tidspunkt var der fire forskellige samtaletyper for de ledige: CV-samtale, kontaktsamtale, jobplansamtale og jobformidlingssamtale. 26 De foreløbige resultater viser, at der gennemsnitligt over alle samtaletyper er en positiv effekt af første samtale på afgangsraten ud af ledighed i ugen, hvor samtalen afholdes, samt de efterfølgende 1-2 uger. Skelnes der mellem typen af samtaler, er det imidlertid tydeligt, at den positive effekt opretholdes af samtalerne, hvor de ledige tildeles job eller jobtræning. Effekten af kontaktsamtalerne er derimod signifikant negativ både i ugen, hvor samtalen afholdes, samt alle efterfølgende uger, mens der tilsvarende er en negativ om end insignifikant effekt af jobplansamtalerne indtil ni uger efter, at samtalen er afholdt. 4.2 Opsummering De tidligere empiriske resultater fra de udenlandske undersøgelser understøtter generelt de teoretiske betragtninger, idet der i overvejende grad er fundet positive effekter af rådgivende samtaler men blandede effekter af samtalernes overvågende element. De danske undersøgelser understøtter, at der kan være positive effekter forbundet med samtaler, og specielt vil der for de ledige under 30 år kunne forventes positive effekter som følge af reformen med fremrykket tidspunkt for såvel første samtale som aktivering. Det er imidlertid ikke helt klart, om der skal forventes positive effekter af selve samtalerne, eller om eventuelle effekter drives af motivationseffekter ved udsigten til at skulle indgå i kontaktforløbet (samt udsigten til aktivering), mens samtalerne i sig selv ikke har nogen positiv effekt. Det vil sandsynligvis være påvirket af den lediges opfattelse af samtalerne; jo mere den ledige opfatter samtaleforløbet som et overvågende element, jo større må sandsynligheden alt andet lige være for, at personen yder en ekstra indsats for at forlade ledigheden, inden samtalerne skal finde sted. Derimod vil det kunne forventes, at personer, der primært ser samtalerne som en hjælp og rådgivning, ikke i samme omfang yder en ekstra indsats for at forlade ledigheden inden en samtale. Samtidig tyder både udenlandske (Crépon m.fl., 2005) og danske (Rosholm & Svarer, 2009) resultater på, at eventuelle positive effekter af samtaler ikke nødvendigvis afspejles i en hurtigere afgang fra ledighed, men i en øget grad af efterfølgende selvforsørgelse. 25 De foreløbige resultater omtalt her omhandler mænd mellem 25 og 50 år. De skal læses med det forbehold, at den artikel, jeg har adgang til, stadig er under udarbejdelse. Det er derfor muligt, at der er kommet ændringer til resultaterne i en senere version. Bl.a. er det intentionen, at man ved hjælp af en udvidet såkaldt timing-of-events model vil estimere motivationseffekterne af samtalerne, hvilket endnu ikke er indeholdt i de resultater, der er nævnt her. De foreløbige resultater vurderes imidlertid stadig at være interessante i forhold til at give en forventning om mulige effekter i min analyse, eftersom jeg ikke gør noget forsøg på at estimere motivationseffekter, jf. nærmere i afsnit 6, hvor den empiriske strategi beskrives. 26 Kontaktsamtaler og jobplansamtaler er fra 2007 slået sammen under fællesbetegnelsen jobsamtaler, som er fokus i dette speciale (LO, 2007).

36 4 Tidligere empiriske resultater 30 Grundet de blandede resultater fra de tidligere empiriske undersøgelser af samtalernes effekt er det svært at få en klar forventning til, hvilken effekt rettidigheden af samtalerne har på de forsikrede lediges afgangsrate til selvforsørgelse. Der er imidlertid indikation af, at det primært er kvinder, som kan forventes at blive påvirket positivt af samtalerne og dermed også vil kunne påvirkes positivt af at få samtalerne rettidigt. Samtidig er der indikationer af, at sandsynligheden for positive effekter er størst tidligt i ledighedsforløbet. Det tyder umiddelbart på, at betydningen af, om en samtale er afholdt rettidigt eller ej, er størst ved de første samtaler efter at være blevet ledig. Alt i alt bliver det dog et empirisk spørgsmål, om rettidigheden af samtalerne hjælper de forskellige analysegrupper i specialet til at forlade ledigheden hurtigere.

37 5 Data og deskriptiv statistik 31 5 Data og deskriptiv statistik I dette afsnit præsenteres det data, der anvendes til den empiriske analyse af, om forsikrede ledige forlader ledigheden hurtigere ved at modtage jobsamtaler rettidigt. Fordele og ulemper ved det tilgængelige data diskuteres, og såvel processen omkring udvælgelsen af det endelige analysesample som kodningen af jobsamtalernes rettidighed beskrives. Dette følges af deskriptiv statistik af analysesamplet samt jobsamtalerne og rettidigheden heraf. Dernæst beskrives de øvrige forklarende variable, og der præsenteres ligeledes deskriptiv statistik herfor. Afsnittet afsluttes med estimering af de empiriske Kaplan-Meier afgangsrater til selvforsørgelse. 5.1 Baggrundsdata til specialet 27 Den empiriske undersøgelse i specialet baseres på en tilfældigt udvalgt stikprøve på 10 procent 28 fra Arbejdsmarkedsstyrelsens forløbsdatabase, det såkaldte DREAM register (Dansk register for evaluering af marginalisering). Stikprøven dækker perioden fra uge 1, 2008 til uge 34, 2010 (herefter observationsperioden). Da registret er opgjort på ugebasis, betyder det, at der i stikprøven er observeret 139 uger pr. person. DREAM databasen er en månedligt opdateret database, som indeholder ugentlige oplysninger om alle personer, der har modtaget offentlige overførselsindkomster, fra medio 1991 og frem. Data til registret stammer fra forskellige ministerier, CPR-registret og SKAT. Grundet samkørsel med CPRregistret indeholder databasen fra 2008 og frem alle personer i den danske befolkning mellem år, ligesom det fra 2008 også indeholder månedlige variable med beskæftigelsesoplysninger. De bagvedliggende datakilder til DREAM dataet samt den hyppige opdatering gør, at dataets reliabilitet, dvs. pålideligheden og nøjagtigheden af oplysningerne i data, må anses for at være ganske høj. Dette understøttes af, at DREAM data dels anvendes til administrative formål, dels er en ofte anvendt kilde i forskningsmæssigt øjemed. En fordel ved DREAM dataet i forbindelse med dette speciale er, at det indeholder detaljerede oplysninger om typen af offentlig ydelse, en person på overførselsindkomst modtager, i en given uge. Det er derfor muligt at følge personer, der modtager arbejdsløshedsdagpenge, i observationsperioden. Derudover er der oplysninger om eventuel deltagelse i aktiveringstilbud, som bl.a. giver mulighed for at skelne mellem private og offentlige løntilskudsjob, uddannelsesaktivering og andre programmer, ligesom det er muligt at observere, hvilken tilstand (beskæftiget, under uddannelse, sygemeldt, pensioneret m.v.) personen overgår til ved ophør af et ledighedsforløb. Samtidig indeholder data oplysninger om, om en person har modtaget en nulstillende 29 kontaktforløbssamtale 27 Beskrivelsen af DREAM dataet tager udgangspunkt i Arbejdsmarkedsstyrelsens notat herom, Version 22, 14. juni Stikprøvestørrelsen er bestemt af EDB-mæssige begrænsninger i forbindelse med databehandlingen. 29 Dvs. at samtalen indholdsmæssigt har levet op til lovgivningens krav for jobsamtaler under det individuelle kontaktforløb, jf. afsnit 2.

38 5 Data og deskriptiv statistik 32 i en given uge. De detaljerede ugentlige oplysninger giver således mulighed for at danne historik over individuelle ledighedsforløb samt at observere modtagne jobsamtaler indenfor de enkelte forløb. Der er dog forhold omkring det tilgængelige data, der er væsentlige at være opmærksom på. Et af disse forhold er, at der i DREAM kun registreres én unik tilstand for en person i hver uge, og at denne ugentlige tilstand registreres, såfremt personen har modtaget ydelsen blot en enkelt dag. Det skal ses i sammenhæng med, at registeroplysningerne, som DREAM er baseret på, er opgjort på dagsbasis, hvorfor det er muligt, at en person kan være registreret med flere tilstande i den samme uge -eksempelvis kan en person starte en uge som dagpengeledig for senere på ugen at gå på barsel og modtage barselsdagpenge. Ved indlæsning af data til DREAM databasen anvendes i den forbindelse nogle overskrivningsregler, der bestemmer prioriteringen af de forskellige tilstande og dermed hvilken tilstand, en person registreres med i den pågældende uge. I det nævnte eksempel vil barselsdagpenge vægte højere end dagpengeledighed, og personen vil derfor blive registreret med barselsdagpenge hele ugen. 30 Dataet er således ikke egnet til bestandsopgørelser, da udregninger baseret på DREAM ikke vil stemme overens med opgørelserne fra de oprindelige datakilder. DREAM dataet er derimod velegnet, når man ønsker at analysere forløb over tid og skift mellem tilstande, som eksempelvis længden af ledighedsforløb og overgang fra ledighed til selvforsørgelse, som er fokus i dette speciale. Et andet forhold, der skal omtales, angår oplysningerne om de modtagne samtaler. Særligt skal det bemærkes, at det kun er muligt at observere, om en person har modtaget en samtale eller ej ikke om en eventuel samtale er modtaget rettidigt. Som nævnt i afsnit er der på AMS database Jobindsats.dk en månedlig opgørelse af rettidigheden af jobsamtaler for forsikrede ledige. Til denne opgørelse beregnes falduger 31 for samtalerne, hvorudfra rettidigheden af afholdte jobsamtaler kan vurderes. De beregnede falduger stilles ligeledes til rådighed for jobcentrene, der kan anvende dem til planlægningen af de forsikrede lediges kontaktforløb. Falduger, som beregnet af Jobindsats.dk, er imidlertid ikke en del af DREAM registret, og det har heller ikke været muligt at få informationen koblet på den anvendte stikprøve. Til gengæld er der på AMS hjemmeside en udførlig dokumentation for, hvordan målingen er specificeret på baggrund af regelgrundlaget for kontaktforløbet, jf. Arbejdsmarkedsstyrelsen (2011). Ved at tage udgangspunkt i denne specifikation samt de beskrevne regler i afsnit og er det muligt at udnytte de detaljerede ugentlige oplysninger i DREAM dataet til at konstruere falduger og dermed et udgangspunkt for at vurdere rettidigheden af de observerede samtaler. Det skal dog nævnes, at der i opgørelsen på Jobindsats.dk tages forbehold for perioder, hvor en person er fritaget for kontaktforløbet, ved at anvende start- og slutdatoer for fritagelsesperioden, som indberettes af jobcentrene. Ligesom faldugerne er disse ikke en del af 30 En oversigt over prioriteringen af de forskellige tilstande og datakilderne hertil kan ses i appendiks C, tabel C En falduge defineres som den uge, hvor en jobsamtale senest skal finde sted for at være rettidig i henhold til lovgivningen.

39 5 Data og deskriptiv statistik 33 DREAM dataet, og det har heller ikke været muligt at få dem tilknyttet. Tilgangen til kontrol for fritagelsesperioder i dette speciale er derfor lidt mere pragmatisk. Den konkrete betydning heraf vil blive nærmere omtalt under kodningen af rettidigheden. I forbindelse med de observerede samtaler skal det også nævnes, at når der ikke indgår oplysninger om rettidigheden af disse, så indgår der selvsagt heller ingen oplysninger om, hvilken årsag der ligger bag, hvis en samtale ikke er afholdt rettidigt. Det kunne naturligvis være interessant at vide, om den manglende rettidighed skyldtes forsømmelse fra jobcentrets side, eller det skyldtes udeblivelse fra den lediges side og i så fald, om udeblivelsen var begrundet. Endnu et forhold angående det tilgængelige data, der skal nævnes, er, at den detaljerede arbejdsmarkedshistorik desværre ikke suppleres af lige så detaljerede baggrundskarakteristika. Der er således kun relativt få socioøkonomiske forhold i dataet, hvilket begrænser omfanget af mulige kontrolvariable i analysesamplet. Mulige konsekvenser af den manglende information om såvel årsager til manglende rettidighed som yderligere karakteristika vil blive nærmere diskuteret i forbindelse med den empiriske strategi præsenteret i afsnit 6. En nærmere uddybelse af de indeholdte karakteristika følger i afsnit 5.4 om de forklarende variable. Alt i alt vurderes validiteten af det tilgængelige data, forstået som i hvor høj grad det anvendte data kan bruges til at måle de ønskede effekter i specialets problemstilling, trods de nævnte forhold som relativ høj. Begrundelsen herfor er særligt de detaljerede ugentlige oplysninger, der dels muliggør en identifikation af individuelle ledighedsforløb og afgange til selvforsørgelse, dels muliggør en opgørelse af rettidigt og ikke-rettidigt modtagne samtaler undervejs i forløbene. De nærmere definitioner af ledighedsforløb og opgørelsen af rettidigheden indgår i næste delafsnit, hvor processen for udvælgelse af analysesamplet beskrives. 5.2 Udvælgelse og definering af analysesample Udvælgelse af nyledige dagpengemodtagere Fra DREAM dataet udvælger jeg dagpengemodtagere mellem år, der påbegynder en ny dagpengeperiode indenfor observationsperioden, og som derfor har alle 4 års dagpengeret i behold ved starten af første ledighedsforløb. Ved kun at se på dagpengemodtagere sikres en relativt homogen gruppe i analysesamplet, da dagpengemodtagere generelt har en tæt tilknytning til arbejdsmarkedet. Kravet om påbegyndelse af en ny dagpengeperiode sikrer samtidig, at der undgås en sammenligning af ledighedsforløb for nyledige personer med ledighedsforløb for personer, der er tæt på at have opbrugt deres dagpengeret. Jf. afsnit 3.2 vil ophør af dagpengeretten kunne tænkes at påvirke de lediges søgeadfærd (i litteraturen benævnt entitlement effekt), og ved at udelukke de helt lange ledighedsforløb fra analysen øges muligheden for, at de empiriske resultater kan tolkes med hjælp fra de teoretiske forventninger. Udvælgelsen af de nyledige dagpengemodtagere har samtidig den fordel, at indplaceringen i dagpengesystemet dels giver et naturligt startpunkt for

40 5 Data og deskriptiv statistik 34 kodning af rettidigheden, dels muliggør en nummerering af samtalerne indenfor den enkelte dagpengeperiode, hvilket også har betydning for kodningen af rettidigheden. Begge disse forhold beskrives nærmere i forbindelse med den senere omtale af kodningen af rettidigheden. Som en sidste fordel, der skal nævnes, betyder valget af nyledige dagpengemodtagere, at venstrecensorerede ledighedsforløb dvs. forløb som er igangværende ved observationsperiodens begyndelse, og hvis starttidspunkt og foreløbige varighed derfor ikke er kendt ikke medtages i analysen. DREAM dataet indeholder oplysninger om tidspunktet for personernes seneste og forrige indplacering i dagpengesystemet, og det er disse oplysninger, der ligger til grund for udvælgelsen af personer, der påbegynder en ny dagpengeperiode indenfor observationsperioden. Samme person kan således registreres med en ny dagpengeperiode to gange i analysesamplet, såfremt personen indenfor observationsperioden har nået at genoptjene retten til en ny dagpengeperiode. Som nævnt i afsnit 2 er det en persons a-kasse, der står for at indberette, hvornår en person har påbegyndt/genoptjent retten til en ny dagpengeperiode. De registrerede indplaceringsdatoer i stikprøven stammer fra disse indberetninger. Et muligt problem ved indberetningerne er, at de muligvis er registreret for sent i forhold til det sande tidspunkt, hvor personen skulle indplaceres (på ny) i dagpengesystemet. Én årsag til uoverensstemmelsen kan være, at den ledige ved første tilmelding som dagpengemodtager har tre måneder til indsendelse af dagpengekort. En anden mulig årsag er, at indsamlingen af lønsedler og beregning af timetallet for det udførte arbejde kan være en tidskrævende proces for a-kassen. Endelig kan der også ske forglemmelser fra a-kassens side. Det har den betydning, at de ledige fortsat behandles af jobcentret ud fra den igangværende dagpengeperiode, hvor de i virkeligheden skulle have haft en ny indplacering og dermed en nulstilling af rettidighedsopgørelsen. Det skal i den forbindelse bemærkes, at det kan ses som en mulig forklaring på, at der i data er personer, som er registreret til at være fuldtidsledige i ugerne op til en ny dagpengeperiode, og at nogle ledige umiddelbart ser ud til at have opfyldt betingelserne for genoptjening af en ny dagpengeperiode i form af minimum 52 ugers beskæftigelse, uden at dette er registreret i data. Hertil skal det dog siges, at det i data kun er muligt at se antallet af uger i beskæftigelse og ikke omfanget indenfor den enkelte uge. Dvs. at det ikke er muligt at se, om timetalskravet for beskæftigelsen er opfyldt. De indberettede indplaceringsdatoer giver derfor den bedst mulige identifikation af de nyledige. Det er samtidig disse oplysninger, jobcentrene har til rådighed, når de planlægger indsatsen for de ledige, og der kan derfor argumenteres for, at oplysningerne giver det mest retvisende udgangspunkt for en vurdering af indsatsen overfor dagpengemodtagerne. Som i opgørelsen på Jobindsats.dk gøres der i specialet derfor ikke noget forsøg på at korrigere for eventuel manglende aktualitet af indberetningerne.

41 5 Data og deskriptiv statistik 35 Målegrænse for nulstillende samtaler Med udvælgelsen af de nyledige dagpengemodtagere ud fra en indplaceringsdato i observationsperioden fås personer, hvoraf de 563 er registreret med to indplaceringer i perioden. Der er imidlertid endnu et udvælgelseskriterium, der skal tages højde for, før de ledighedsforløb, der skal indgå i analyserne, er endeligt identificeret. Det kommer af, at der i data er en målegrænse på samtalerne, så det kun er de seneste 12 nulstillende samtaler, der er registreret. Såfremt en person er registreret til at have modtaget 12 samtaler, er det derfor ikke til at vide, om personen har modtaget lige præcis 12 samtaler, eller om personen har modtaget flere samtaler, som ikke er registreret i data. Det kan have betydning for pålideligheden af den rettidighedskodning, der laves af de observerede samtaler. Konkret kan der nævnes tre situationer for personer, der har nået målegrænsen på 12 registrerede samtaler. Den første omhandler personer, hvor en eller flere af samtalerne er modtaget i forrige dagpengeperiode. Ved disse personer udelukkes observationerne for denne periode af analysen, da antallet af samtaler i forrige dagpengeperiode og dermed en eventuel rettidighedskodning heraf ikke vil være pålidelige. Antallet af registrerede samtaler indenfor den seneste dagpengeperiode er derimod upåvirket af målegrænsen, og disse observationer vil dermed stadig være en del af stikprøven. De to sidste situationer omhandler personer, hvor alle 12 samtaler er registreret indenfor seneste dagpengeperiode. I tilfældet, hvor første samtale identificeres til at være rettidigt afholdt, behandles personerne som i første tilfælde; dvs. observationer før seneste indplacering i dagpengesystemet udelukkes af analysesamplet, men observationer efter indplaceringen bibeholdes. I tilfældet, hvor første samtale identificeres til at være afholdt for sent, er situationen en anden. Grundet målegrænsen kan det ikke vides, om det er den faktiske første samtale indenfor dagpengeperioden, som reelt er for sent afholdt, eller om personen har modtaget en samtale tidligere, der ikke er registreret i data. En sådan tidligere samtale vil kunne betyde, at både den første samt den efterfølgende samtale reelt er rettidigt afholdt. Disse personer udelukkes derfor helt for ikke at tilføje unødig usikkerhed til rettidighedskodningen. 32 Hvorledes denne kodning specificeres til specialets brug beskrives i det følgende. Kodning af rettidigheden af samtalerne Som beskrevet i afsnit 2.3.2/2.3.4 er en samtale rettidig, hvis den senest er afholdt, når den forsikrede ledige har modtaget offentlige forsørgelsesydelser eller har været i aktivering i sammenlagt tre måneder dog med undtagelse af personer under 30 år, der efter 1. august 2009 skal have første samtale senest efter en måned. Første samtale defineres som i Arbejdsmarkedsstyrelsen (2011) til at være første samtale efter indplacering i en dagpengeperiode. Opgørelserne af 32 Alt i alt drejer det sig om 755 personer blandt de udvalgte dagpengemodtagere, der er registreret med 12 samtaler. Heraf tilhører de 154 situation 1, de 325 situation 2 og de resterende 276 situation 3, som helt udelukkes af analysesamplet.

42 5 Data og deskriptiv statistik 36 henholdsvis en og tre måneder sammenlagt defineres ligeledes i tråd med opgørelsen fra Arbejdsmarkedsstyrelsen (2011) som henholdsvis fem og 13 uger sammenlagt. En samtale skal således senest finde sted i henholdsvis 6. eller 14. ydelsesuge for at være rettidig. Hvis en person har modtaget ydelse i mere end fem eller 13 uger sammenlagt, inden samtalen finder sted, markeres samtalen til ikke at være afholdt til tiden. Når den forsikrede ledige modtager en samtale, nulstilles tællingen i ugen, hvor samtalen afholdes, og der tælles på ny op til 13 uger fra den førstkommende uge med ydelse. Princippet illustreres med tre eksempler. Alle eksemplerne starter med indplacering i en ny dagpengeperiode, hvormed tællingen af sammenlagte uger med ydelse begynder (på ny): Eksempel 1: To rettidigt afholdte samtaler med en person over 30 år Nulstillende samtale x x Antal uger med ydelse Kilde: Arbejdsmarkedsstyrelsen (2011). Eksempel 1 viser en ledig person, der har modtaget to nulstillende samtaler. Det ses, at nye tællinger begynder i ugerne efter, at samtalerne har fundet sted. Såvel den første som den efterfølgende samtale er rettidigt afholdt efter sammenlagt 13 ugers ydelse. Eksempel 2: En første samtale afholdt for sent og en efterfølgende samtale, der er rettidig, for en person over 30 år x x x x x Nulstillende samtale x x Antal uger med ydelse Kilde: Arbejdsmarkedsstyrelsen (2011). I dette eksempel afholdes den første samtale senere end faldugen (uge 14). Samtalen er dermed afholdt for sent og markeres som ikke-rettidig i stikprøven. Den ikke-rettidige samtale nulstiller, og en ny tælling begynder. Da den efterfølgende samtale foregår, før der er gået 13 uger fra den forrige samtale, markeres den som rettidig. Eksempel 3: En første samtale afholdt for sent og en rettidig efterfølgende samtale for en person under 30 år (efter 1. august 2009) x x x Nulstillende samtale x x Antal uger med ydelse Kilde: Arbejdsmarkedsstyrelsen (2011). 33 Før ikrafttrædelse af de forenklede ungeregler pr. 1. august 2009 ville dette være den relevante tælling for alle personer uanset alder.

43 5 Data og deskriptiv statistik 37 I det sidste eksempel illustreres det, hvorledes de nye ungeregler efter 1. august 2009 tolkes. Her er første samtale afholdt for sent, da den ligger efter faldugen i den 6. uge. Den efterfølgende samtale er rettidig, da den afholdes, efter at der sammenlagt er gået 13 uger med ydelse siden første samtale. Personer i stikprøven defineres til at være omfattet af reformen, hvis de påbegynder en ny dagpengeperiode efter 1. august 2009, og hvis de er under 30 år på tidspunktet for indplaceringen i dagpengesystemet. Da 1. august 2009 var en lørdag, opgøres perioden efter 1. august 2009 til at starte den første uge efter reformens indførelse begyndende med mandag d. 3. august 2009 (svarende til uge 84 i observationsperioden). Af eksemplerne fremgår det, hvordan rettidigheden af samtalerne bestemmes ud fra antallet af sammenlagte uger. For at kode rettidigheden er det således nødvendigt med en opgørelse af definitionen sammenlagt offentlig forsørgelse eller deltagelse i tilbud beskrevet i afsnit og DREAM koderne, der i dette speciale specificeres til at indgå i denne opgørelse, kan ses i tabel C.2 i appendiks C. Med udgangspunkt heri kan der foretages en optælling af de uger i data, hvor en person er observeret med de respektive DREAM koder. Som yderligere beskrevet i afsnit er der imidlertid perioder, hvor en forsikret ledig fritages for kontaktforløbet, så de pågældende uger ikke indgår i tællingen af sammenlagte uger. Det drejer sig om uger, hvor en person deltager i seks ugers selvvalgt uddannelse på fuld tid samt fire uger op til ansættelse eller barsel. DREAM registret indeholder en separat kode for selvvalgt uddannelse på fuld tid, og der kan derfor nemt kontrolleres herfor ved ikke at medtage disse uger i tællingen. Tilsvarende er der i data en kode for uger med barselsdagpenge. Jf. tabel C.1 i appendiks C har uger med barselsdagpenge en højere prioritet i overskrivningshierarkiet end uger med dagpengeledighed og deltagelse i aktivering. Det betyder, at første uge på barsel for en person, der skifter fra ledighed til barselsdagpenge, kan identificeres i data, og de fire foregående uger op til start af barselsforløbet kan således markeres som døde perioder med hensyn til tællingen af sammenlagte uger. 34 Det sidste forhold angående fritagelse fire uger op til ansættelse med ansættelseskontrakt er lidt mere problematisk. Af nedenstående definition af ledighedsforløb fremgår det, at flere af personerne undervejs i ledighedsforløbene har midlertidige perioder som beskæftiget af 1-3 ugers varighed. Det er tvivlsomt, om personen fritages for det individuelle kontaktforløb op til hver enkelt 34 Blandt de udvalgte dagpengemodtagere er der personer, som har afviklet barselsforløbet over flere omgange med en kortere varighed af det enkelte forløb til følge. Det har ikke umiddelbart været muligt at finde retningslinjer for, hvordan sådanne opdelte barselsforløb skal behandles med hensyn til fritagelse op til det enkelte barselsforløb. I specialet anvendes derfor en konservativ tolkning, hvor de sidste fire uger op til hvert forløb, uanset længden heraf, angives som døde perioder i tællingen. Risikoen herved er, at nogle uger håndteres som fritagelsesperiode, selvom de reelt skulle indgå i tællingen. Det kan medføre, at nogle samtaler markeres til at være rettidigt afholdt, selvom de reelt har overskredet faldugen. Ud af de nyledige personer er der imidlertid kun godt 360 personer med mere end et barselsforløb (hvoraf nogle kan skyldes, at personen har fået mere end et barn), så den valgte håndtering vurderes ikke at have nogen betydning for analyseresultaterne.

44 5 Data og deskriptiv statistik 38 af disse midlertidige afbrydelser af ledighedsforløbet. 35 Kompromiset i denne databehandling bliver derfor, at de sidste fire uger op til en periode som beskæftiget håndteres som døde perioder i tællingen, såfremt beskæftigelsesperioden har en varighed, der medfører en registreret afgang fra ledigheden (dvs. minimum fire sammenhængende uger, jf. nedenstående definition af ledighedsforløb). Manglen på det faktuelle data om fritagelsesperioder betyder, at der er stor sandsynlighed for, at fritagelsesperioderne identificeret i dette speciale ikke er i fuld overensstemmelse med de sande fritagelsesperioder. De er derimod et bedste bud herpå, givet det data, der er til rådighed. Rimeligheden af dette bud vurderes senere, i afsnit 5.3, ved en sammenligning af fordelingen af samtalernes rettidighed ifølge Jobindsats.dk med den fordeling, der fremkommer for de observerede samtaler i stikprøven på baggrund af de ovenstående valg. Definition af ledighedsforløb For de dagpengemodtagere, der resterer efter den forudgående udvælgelse, identificeres nu de ledighedsforløb, der skal indgå i analysesamplet. Eftersom reglerne omkring rettidigheden af samtalerne er ens, uanset om personen er passiv ledig eller i et aktivt tilbud, defineres ledighedsforløbene som bruttoledighed, dvs. at både passive uger på a-dagpenge og uger i statslig aktivering indgår i ledighedsforløbet. 36 Et ledighedsforløb starter den første uge, hvor personen er registreret med en af DREAM koderne for ledighedsforløb. Forløbet defineres til at slutte, når personen har været udenfor dagpengeledigheden i mindst fire sammenhængende uger. Perioder udenfor ledigheden af mindre end fire ugers varighed inkluderes således som en del af forløbet. 37 Der fokuseres specifikt på afgang fra ledighed til selvforsørgelse. I tråd med Rosholm & Svarer (2009) definerer jeg selvforsørgelse som et udvidet selvforsørgelsesbegreb, der ud over beskæftigelse bl.a. også indeholder SU-berettiget uddannelse. 38 Der registreres således en afgang fra ledighed til selvforsørgelse, hvis personen har mindst fire sammenhængende uger i det udvidede selvforsørgelsesbegreb. Hvis personen derimod overgår til anden offentlig ydelse i minimum fire sammenhængende uger, behandles forløbet som uafhængigt højrecensoreret. Ligeledes højrecensoreres de ledighedsforløb, der stadig er uafsluttede ved udløbet af observationsperioden. Som en sidste ting højrecensoreres forløb for unge under 30 år efter 52 ugers ledighed. Dette gøres, eftersom der i analyserne for de unge udnyttes eksogen variation omkring samtaleafholdelsen. Variationen opstår 35 Ifølge oplysning fra Beskæftigelsesforvaltningen ved Aarhus Kommune tæller alt inkl. timer i beskæftigelse med i tælleværket i jobcentrenes EDB-system, så længe borgeren er tilmeldt jobcentret. Dermed forekommer det også, at borgere i eksempelvis beskæftigelse eller under uddannelse får afholdt kontaktforløbssamtaler, hvis de fortsat er tilmeldt jobcentret. 36 Se tabel C.3 i appendiks C for en oversigt over, hvilke DREAM koder der indgår i definitionen af ledighedsforløbene. 37 I det endelige analysesample udgør disse midlertidige afbrydelser af ledighedsforløbet seks procent af det samlede antal uger i ledighed. De består i 85 procent af tilfældene af perioder som midlertidigt selvforsørget og i 14 procent af tilfældene af korte perioder med sygedagpenge. 38 Se tabel C.3 i appendiks C for en oversigt over DREAM koderne indeholdt i selvforsørgelsesbegrebet.

45 5 Data og deskriptiv statistik 39 som følge af indførelse af ungereformen, og informationen heri forventes at ligge i starten af ledighedsforløbene, hvor den fremrykkede indsats ligger. Dertil kommer, at unge, der indplaceres i dagpengesystemet efter reformens indførelse, maksimalt kan observeres i 52 uger, før observationsperioden udløber. Ved at censorere de forløb, der er startet før reformtidspunktet, efter 52 uger gøres før- og efter-reform-forløb mere sammenlignelige. De censorerede forløb bidrager til analyserne med informationen om, at personen har været ledig i den givne periode, og at der på tidspunktet for censorering af forløbet endnu ikke er sket en afgang til selvforsørgelse. 39 For at et ledighedsforløb indgår i analysen, skal det have en varighed af minimum fire sammenhængende uger. Dette krav, som f.eks. også er anvendt i Rosholm & Svarer (2008), opstilles for at minimere antallet af midlertidige afskedigelser. Ifølge Rosholm & Svarer (2008) har de midlertidige afskedigelser i mere end 90 procent af tilfældene en varighed af fire uger eller mindre, og de udgør ca. 40 procent af alle ledighedsforløb. Ved at udelukke dem fra analysen undgås en overrepræsentation af korte forløb, som kun sjældent vil være påvirket af lovgivningen omkring kontaktforløbet for dagpengemodtagere. Ulempen er, at eventuelt afholdte samtaler inden for de første fire ledighedsuger ikke indgår i analysen. Det formodes imidlertid ikke at have nogen særlig betydning for en analyse af effekten af rettidigheden af samtalerne, da knap ni ud af ti af de samlede nulstillende samtaler ligger indenfor analysesamplet, mens kun godt hver tiende samtale er afholdt i løbet af de første fire uger Beskrivelse af det endelige analysesample I det følgende gives først en overordnet beskrivelse af analysesamplet med hensyn til antal forløb, antal personer og gennemsnitlig varighed af forløbene m.v. Efterfølgende præsenteres udvalgt deskriptiv statistik angående de afholdte samtaler i analysesamplet og resultatet af rettidighedskodningen heraf. Deskriptiv statistik om ledighedsforløbene Det endelige analysesample består af i alt dagpengemodtagere mellem 18 og 65 år fordelt med kvinder og mænd. De har tilsammen ledighedsforløb, hvor kvinderne står for de og mændene for de resterende forløb. Den enkelte person kan således have flere ledighedsforløb indenfor analyseperioden. I tabel 1 og 2 gives en nærmere beskrivelse af analysesamplet for henholdsvis personer under 30 år og personer over 30 år. I begge tabeller er beskrivelsen opdelt efter køn, og i tabel 1, der indeholder de unge, er der endvidere opdelt efter, om forløbet er omfattet af ungereformen eller ej. 39 En styrke ved varighedsmodellerne, der anvendes til de empiriske analyser i specialet, er netop, at de kan tage højde for censorerede ledighedsforløb. Dette beskrives nærmere i afsnit Andelen af samtaler indenfor de første fire uger er dog lidt højere for unge omfattet af reformen. Risikoen for, at der i analysesample indgår uger defineret som uger uden samtale, hvor personen i virkeligheden skulle være markeret til at have haft en samtale, er derfor større for denne gruppe.

46 5 Data og deskriptiv statistik 40 Tabel 1. Beskrivelse af analysesample, forsikrede ledige under 30 år Mænd Kvinder Omfattet Ikke omfattet Omfattet Ikke omfattet Variable af reform af reform af reform af reform Antal personer Antal forløb Antal afgange til selvforsørgelse Andel højrecensorerede forløb (%) 41,18 30,92 53,23 36,31 Gns. varighed af ledighedsforløb (uger) 14,48 18,06 13,24 16,05 (11,86) (15,41) (11,44) (14,77) Noter: A) Bemærk, at den gennemsnitlige varighed af ledighedsforløb er målt indenfor analysesample, dvs. fra og med 5. ledighedsuge og frem. Den reelle varighed af forløbene er derfor 4 uger længere end angivet i tabellen. Standardafvigelser for de gennemsnitlige varigheder er angivet i parentes. B) Omfattet af reform betyder, at ledighedsforløbet ligger, så personen skal behandles efter de nye regler med fremrykket indsats, der trådte i kraft pr. 1. august Ikke-omfattet af reform betyder tilsvarende, at personen ikke skal have den intensiverede indsats, men skal behandles efter de gamle regler. Af tabel 1 fremgår det, at ca. tre ud af fem ledige i såvel reform-gruppen som ikke-reform-gruppen er mænd. Omtrent samme fordeling ses for antallet af ledighedsforløb. For begge grupper ses endvidere, at mændene har flere forløb, der afslutter med en afgang til selvforsørgelse, end kvinderne. Det betyder naturligt nok, at der er en større andel af censorerede forløb blandt kvinderne end blandt mændene. Trods det er den gennemsnitlige varighed af forløbene længere for mændene end for kvinderne. Mændene har gennemsnitligt opholdt sig to uger mere i ledighed pr. forløb end kvinderne i ikke-reform gruppen, mens det for reform-gruppen drejer sig om en god uge mere. En del af forklaringen kan være, at der blandt kvinderne er en større andel, der starter deres ledighedsforløb senere i observationsperioden, end der er blandt mændene. Herved når disse kvinder censoreringstidspunktet i forbindelse med udløbet af observationsperioden efter kortere tid som ledig. Derudover kan en del af forklaringen selvfølgelig også ligge i, at de kvinder, der bliver selvforsørget, gennemsnitligt bliver det hurtigere end mændene. Sammenlignes reform-gruppen med ikke-reform-gruppen ses et ens mønster for både mænd og kvinder. Såvel antal personer som forløb er mindre for reform-gruppen end ikke-reform-gruppen, hvor førstnævnte gruppe har en større andel censorerede forløb samt en gennemsnitlig kortere varighed af ledighedsforløbene. Igen kan forklaringen findes i kortere varighed af afsluttede forløb, samt i at hovedparten af ledighedsforløbene omfattet af reformen starter senere i observationsperioden end hovedparten af forløbene, der ikke er omfattet af reformen. Det følger som en naturlig konsekvens af, at det først er forløb efter 1. august 2009, som er omfattet af reformen.

47 5 Data og deskriptiv statistik 41 Tabel 2. Beskrivelse af analysesample, forsikrede ledige over 30 år Variable Mænd Kvinder Antal personer Antal forløb Antal afgange til selvforsørgelse Andel højrecensorerede forløb (%) 37,92 44,30 Gns. varighed af ledighedsforløb (uger) 19,88 19,28 (19,53) (19,40) Note: Bemærk, at den gennemsnitlige varighed af ledighedsforløb er målt indenfor analysesample, dvs. fra og med 5. ledighedsuge og frem. Den reelle varighed af forløbene er derfor 4 uger længere end angivet i tabellen. Standardafvigelser for de gennemsnitlige varigheder er angivet i parentes. Blandt de ledige dagpengemodtagere over 30 år er der ligeledes flere mænd end kvinder. Mændene har også her flere forløb og en mindre andel af censorerede forløb end kvinderne. Til gengæld er den gennemsnitlige varighed af forløbene kun lidt større for mændene end for kvinderne. Fælles for de to grupper over 30 år er, at det gennemsnitligt tager længere tid at forlade ledigheden end for de ledige under 30 år. Det større antal mænd end kvinder i analysesamplet kan sandsynligvis forklares ved konjunkturnedgangen i løbet af observationsperioden, som i første omgang ramte hårdt i typisk mandsdominerede fag jf. figur 1, der viser, hvordan ledighedsforløbene for henholdsvis mænd og kvinder i analysesamplet fordeler sig over observationsperioden. Figuren viser antal påbegyndte forløb for hver uge, og er ud over køn også opdelt efter alder. Figur 1. Starttidspunkt for ledighedsforløb i analysesamplet fordelt over observationsperioden, forsikrede ledige år, fordelt på køn og alder Antal påbegyndte ledighedsforløb Mænd under 30 år Antal påbegyndte ledighedsforløb Kvinder under 30 år Uge Uge Antal påbegyndte ledighedsforløb Mænd over 30 år Uge Antal påbegyndte ledighedsforløb Kvinder over 30 år Uge Noter: Uge 1 svarer til 1. uge i 2008, og uge 131 svarer til 26. uge i Bemærk at y-aksen har forskellig skala for personer under og over 30 år. Kilde: Egne beregninger ud fra DREAM data.

48 5 Data og deskriptiv statistik 42 Det overordnede mønster i udviklingen af nye forløb indenfor analysesamplet er ifølge figur 1 meget ens for personer under og over 30 år. For begge grupper ses derimod en stor forskel på udviklingen i antal påbegyndte forløb for henholdsvis mænd og kvinder. For kvinderne er der en relativ moderat stigning i antal nye ledighedsforløb over ca. den første halvdel af perioden og derefter et relativt stabilt niveau. For mændene derimod sker der fra midten af 2008 og ind i begyndelsen af 2009 en kraftig stigning i antallet af nye dagpengeforløb i takt med, at finanskrisen udvikler sig. Efter et midlertidigt fald i foråret 2009 stiger antallet af nye dagpengeforløb igen for mændene og når et nyt højdepunkt omkring årsskiftet fra 2009 til 2010, hvorefter det atter aftager. Formodningen om, at mænd og kvinder blev påvirket forskelligt af finanskrisen, understøttes dermed af figuren. 41 De store stigninger i antallet af nye forløb for mændene omkring vintrene 2009 og 2010 indikerer endvidere sæsoneffekter i ledigheden. Det bemærkes, at de regelmæssige spikes typisk svarer til starten af en måned eller opstart efter en ferie, hvor jobcentret har haft lukket. Den store forskel i udviklingen af ledigheden for mænd og kvinder over observationsperioden understøtter en opdeling af analyserne efter køn. Deskriptiv statistik om samtalerne og rettidigheden heraf 42 Undervejs i de ledighedsforløb, som udgør analysesamplet, er der i alt registreret nulstillende samtaler. Det svarer i gennemsnit til 1,8 samtale pr. forløb. Af de samtaler er samtaler rettidige, og de resterende samtaler ikke-rettidige ud fra rettidighedskodningen i dette speciale. Det svarer til, at 90,4 procent af de registrerede nulstillende jobsamtaler i analysesamplet har overholdt lovgivningens tidsfrister, mens de sidste 9,6 procent har været afholdt for sent. Til sammenligning viser tal fra Jobindsats.dk, at der for hele landet blev afholdt samtaler til tiden for personer mellem år over perioden januar 2008 til juli 2010, mens der i tilfælde ikke blev holdt en samtale inden for lovgivningens tidsfrist. På landsplan svarer det således til, at andelen af samtaler, der blev givet rettidigt, udgør 89,4 procent, mens andelen af gange, hvor en person ikke fik samtalen rettidigt, udgør 10,6 procent. 43 Nedenstående tabel 3 giver 41 En sammenligning med tal fra Jobindsats.dk viser, at mønstret i analysesamplet er meget repræsentativt for den overordnede udvikling i antal påbegyndte forløb for hele landet over samme periode, jf. appendiks D. 42 Bemærk, at de præsenterede opgørelser over antal samtaler baserer sig på den del af ledighedsforløbene, som indgår i analyserne; dvs. fra slutningen af fjerde ledighedsuge og frem grundet kravet om minimum fire sammenhængende ugers ledighed for at indgå i analysen. Eventuelt afholdte samtaler indenfor de første fire uger af ledighedsforløbene er således ikke en del af opgørelserne. 43 A) På Jobindsats.dk er det ikke muligt at fastsætte aldersgruppen fra 18 år, ligesom det er gjort i dette speciale. Valget står mellem at inkludere årige eller at starte fra årige. Andelen af rettidige og ikkerettidige samtaler på landsplan er imidlertid uændret, uanset om opgørelsen fra Jobindsats.dk laves for personer fra 20 år eller som i teksten for personer fra 16 år. B) Den måling, der på Jobindsats.dk dækker specialets analyseperiode, og som de præsenterede tal her stammer fra, er fra en tidligere opgørelse af jobsamtaler til tiden, der blev afsluttet efter juli Fra august 2010 blev den nuværende måling indført, som baseres på den rettidighedsopgørelse, der er taget udgangspunkt i ved kodningen af rettidigheden i specialet. Beskrivelsen af den tidligere måling er ikke tilnærmelsesvis så detaljeret som den nye, men specielt kan det bemærkes, at opgørelsen af sammenlagte uger på offentlig forsørgelse eller deltagelse i aktivering i den tidligere måling tager udgangspunkt i den sidste afholdte samtale eller første dag i ledighedsforløbet. Det lader

49 5 Data og deskriptiv statistik 43 et overblik over antal og andel rettidige og ikke-rettidige samtaler for de forskellige analysegrupper, der anvendes i specialets empiriske analyser. Med overblikket undersøges det, om fordelingen af rettidige samtaler er forskellig grupperne imellem. Opgørelsen af samtalernes rettidighed i analysesamplet sammenlignes i tabellen med tal fra Jobindsats.dk. Tabel 3. Fordeling af rettidigt og ikke-rettidigt afholdte jobsamtaler i analysesample sammenlignet med opgørelse fra Jobindsats.dk, opdelt efter køn, alder og for personer under 30 år også reform Analysegruppe Analysesample a) Jobindsats.dk b) Rettidige samtaler Andel Antal i pct. Ikke-rettidige samtaler Andel Antal i pct. Jobsamtaler til tiden Andel Antal i pct. Jobsamtaler ikke til tiden Andel Antal i pct. I alt , , , ,6 Mænd Over 30 år , , , ,4 Under 30 år, ikke omf. af reform , , , ,2 Under 30 år, omf. af reform , , , ,2 Kvinder Over 30 år , , , ,7 Under 30 år, ikke omf. af reform , , , ,7 Under 30 år, omf. af reform , , , ,0 Noter: A) For helhedens skyld er den samlede fordeling af rettidige og ikke-rettidige samtaler medtaget i tabellens første række. B) Opgørelsen på Jobindsats.dk kan ikke direkte inddeles efter, om personen er omfattet af reformen eller ej. Tallene i tabellen er derfor en tilnærmelsesvis opgørelse ved at definere ledige personer under 30 år i perioden januar 2008-juli 2009 som 'ikke omfattet af reform' og ledige personer under 30 år i perioden august 2009-juli 2010 som 'omfattet af reform". Kilde: a) Egne beregninger ud fra DREAM data, b) Beregninger baseret på tal fra Jobindsats.dk. Opgørelserne i tabel 3 viser, at der som forventet ikke er fuld overensstemmelse mellem den officielle måling af rettidigheden og den kodning, der er anvendt i dette speciale. 44 Den overordnede tendens er imidlertid ens for de to opgørelser, og den anvendte kodning af rettidigheden i specialet vurderes at være fyldestgørende i forhold til at analysere effekten af samtalernes rettidighed. De overordnede tendenser dækker over, at der generelt er en rigtig høj andel af rettidige samtaler svarende til, at godt ni ud af ti samtaler er afholdt til tiden, når der ses bort fra personer under 30 år omfattet af reformen. For såvel mænd som kvinder i sidstnævnte gruppe er det under 80 procent af samtalerne, der er afholdt rettidigt. Det indikerer, at jobcentrene kan have haft svært ved at skulle efterleve den fremrykkede indsats for de forsikrede ledige i en periode med stigende arbejdsløssåledes ikke til, at opgørelsen tager højde for, at tællingen af uger kan være fortløbende mellem ledighedsforløb indenfor samme dagpengeperiode. 44 Det skal bemærkes, at opgørelsen i analysesamplet tager udgangspunkt i de afholdte samtaler. Der er imidlertid tilfælde, hvor en person burde have haft en samtale, men ikke når at få den (for sent), inden forløbet ophører. Medregnes disse i opgørelsen, mindskes andelen af rettidige samtaler med ca. fem procentpoint for de unge omfattet af reformen og ca. 1-2 procentpoint for de øvrige grupper. Samtidig er der som tidligere nævnt en større andel af reform-forløbene end ikke-reform-forløbene, hvor der har været afholdt en samtale inden for de første fire uger af ledighedsforløbet, som ikke indgår i analysen. Medregnes disse samtaler, vil rettidighedsandelen for reform-forløbene stige med ca. 3-4 procentpoint.

50 5 Data og deskriptiv statistik 44 hed. 45 Af figuren fremgår det endvidere, at antallet af afholdte samtaler er større for mændene end for kvinderne. Jf. appendiks E er udviklingen i antal ugentlige samtaler i observationsperioden generelt fulgt med stigningen i antal ledige. Det større antal samtaler for mænd end kvinder i analysesamplet afspejler dermed den større stigning i ledigheden blandt mændene end kvinderne. Figur 2 viser, hvorledes de afholdte jobsamtaler i analysesamplet fordeler sig på de ledighedsforløb. Figuren indeholder andelen af forløb med henholdsvis 0 til 12 samtaler pr. forløb. Ligesom ovenstående beskrivelser opdeles figuren på de forskellige analysegrupper. Figur 2. Fordeling af ledighedsforløb ift. antal samtaler pr. forløb, forsikrede ledige år, opdelt efter køn, alder og for personer under 30 år også reform Andel af forløb i pct Antal samtaler pr. forløb Mænd over 30 år Mænd under 30 år, omf. af reform Kvinder under 30 år, ikke omf. af reform Mænd under 30 år, ikke omf. af reform Kvinder over 30 år Kvinder under 30 år, omf. af reform Kilde: Egne beregninger ud fra DREAM data. Det fremgår af figur 2, at der i ca. hvert tredje ledighedsforløb (gennemsnitligt for hele analysesamplet) ikke er afholdt nogen samtale, mens der i ca procent af forløbene har været en enkelt samtale, og i ca. 14 procent af forløbene har været to samtaler. Det bemærkes, at fordelingen af antal samtaler pr. forløb er stort set identisk for mænd og kvinder over 30 år. Samtidig er der for begge køn en større andel af forløb for personer under 30 år end for personer over 30 år, hvor der ikke er afholdt en samtale, ligesom den største gruppe med henholdsvis én og to samtaler pr. forløb for både mænd og kvinder er de unge omfattet af reformen. Den fremrykkede indsats i forbindelse med reformen betyder alt andet lige, at flere personer når at skulle have en samtale, inden de forlader ledigheden. Det erindres, at tabel 1 viste, at den gennemsnitlige varighed af ledighedsforløbene er kortere for reform-gruppen end for de andre grupper. Det kan eventuelt forklare, at der 45 Det kan ikke afvises, at en del af stigningen i den manglende rettidighed for reform-forløbene skyldes administrationsmæssige forhold i forbindelse med omlægningen til det enstrengede beskæftigelsessystem, jf. afsnit 2. Såfremt rettidighedsopgørelserne for de øvrige grupper også opdeles på før- og efter-reformtidspunkt (ikke vist), fremgår det, at andelen af rettidige samtaler også falder for disse grupper efter 1. august 2009 i forhold til før 1. august Faldet for de øvrige grupper ligger imidlertid kun på ca. 4-5 procentpoint mod et fald på ca procentpoint for reform-forløbene. Det tyder derfor på, at indførelsen af ungereformen har haft betydning for fordelingen af rettidigheden af samtalerne.

51 5 Data og deskriptiv statistik 45 er en større andel af ungeforløb omfattet af reformen, hvor der er afholdt henholdsvis én og to (og til dels tre) samtaler, end der er blandt de øvrige analysegrupper. Blandt de unge, der ikke har modtaget en samtale, er det hovedsagligt kvinderne og især kvinder, der ikke er omfattet af reformen som har en stor andel af forløb uden samtale. For forløbene uden samtale kan der skelnes mellem to situationer: Personen kan enten have forladt ledigheden, inden samtalen skulle finde sted (mangler ikke samtale), eller personen burde have modtaget en samtale, men har ikke nået at få den før ophør af ledigheden (mangler samtale). I figur 3 nedenfor ses der nærmere på denne gruppe for at undersøge, hvad der ligger bag den store andel af forløb uden samtale. Figur 3. Gruppen af forløb uden samtaler opdelt efter, hvor stor en andel i pct. der henholdsvis ikke mangler og mangler samtale Mangler ikke samtale Mangler samtale Mænd over 30 år Mænd under 30 år, ikke omf. af reform Mænd under 30 år, omf. af reform Kvinder over 30 år Kvinder under 30 år, ikke omf. af reform Kvinder under 30 år, omf. af reform Note: Mangler ikke samtale betyder, at personen ikke har overskredet faldugen dvs. at forløbet ikke har haft en varighed, så personen burde have haft en samtale. Mangler samtale betyder derimod, at personen sammenlagt har været ledig i en periode, så vedkommende burde have modtaget en samtale ifølge reglerne. Kilde: Egne beregninger ud fra DREAM data. Figuren viser, at der blandt gruppen af forløb uden samtale generelt er en relativ lille andel på ca. seks til ni procent, når der ses bort fra forløbene omfattet af reformen, hvor den ledige burde have haft en samtale. Det indikerer, at den store andel af forløb uden samtaler skyldes, at personerne forlader ledigheden (eller censoreres) inden tidspunktet for første samtale. Det ser imidlertid anderledes ud for forløbene omfattet af ungereformen. Der er flere forhold, der er værd at bemærke i denne forbindelse. Det ene er, at det for denne gruppe er godt hvert fjerde forløb for såvel mænd som kvinder, hvor personen burde have haft en samtale men ikke har fået det. Det er en markant større andel end for de øvrige grupper, der ellers lå relativt ens. Det tyder igen på, at der fra jobcentrenes side har været problemer med at skulle opfylde samtaleafholdelsen inden for den fremrykkede tidsfrist, og understøtter dermed tendensen fra tabel 3. Det andet er, at der trods det fremrykkede tidspunkt for første samtale stadig er knap tre ud af fire forløb, hvor personen har nået

52 5 Data og deskriptiv statistik 46 at forlade ledigheden (eller blive censoreret) inden tidspunktet for samtaleafholdelsen. Der er således en relativt stor andel af forløbene, der afslutter indenfor en forholdsvis kort tidshorisont. Fokuseres der specielt på de unge omfattet af reformen i forhold til de unge ikke omfattet af reformen, ses det, at stigningen i andelen af forløb med manglende samtale er størst for de unge kvinder. Hvor stigningen for de unge kvinder er på ca. 21 procentpoint, er den tilsvarende stigning for de unge mænd kun på ca. 16 procentpoint trods den store forskel i udviklingen af antal ledige mænd og kvinder vist i figur 1. En forklaring kan være, at der fra jobcentrenes side har været et (lidt) større fokus på at få afholdt samtalerne med de unge mænd, der netop blev specielt hårdt ramt af konjunkturnedgangen. Der er imidlertid en større andel af unge mænd end unge kvinder, som ikke er omfattet af reformen, der mangler at få en samtale. Det kunne indikere, at der er sket en stigning i andelen af forløb med manglende samtale på et tidligere tidspunkt for mændene end for kvinderne, eventuelt som følge af den tidligere stigning i antallet af ledige mænd. Den relative stigning fra ikkereform-forløbene til reform-forløbene vil derfor, alt andet lige, blive mindre for mændene end for kvinderne. Noget af forklaringen kan også være, at de unge mænd i højere grad end de unge kvinder reagerer på udsigten til at skulle indgå i den intensiverede indsats. Såfremt mændene lægger et større arbejde i at forlade ledigheden, inden de skal indgå i det fremrykkede kontaktforløb og aktivering, vil der alt andet lige være flere, der ikke når at skulle have samtalen. For at vurdere, hvornår de afholdte jobsamtaler typisk ligger indenfor ledighedsforløbene, vises i figur 4 og 5 ugentlige mødeintensiteter for de forskellige analysegrupper i analysesamplet. Mødeintensiteten er opgjort som andelen af ledige i en given uge, der modtager en jobsamtale, ud af det samlede antal personer, der fortsat er ledige i den pågældende uge efter ledighedsforløbets start. Figur 4. Mødeintensitet for forsikrede ledige over 30 år, opdelt efter køn Mødeintensitet (jobsamtaler/ledige) Ledighedsuger Kvinder Mænd Kilde: Egne beregninger ud fra DREAM data. For de ledige over 30 år er der et meget ens samtalemønster for mænd og kvinder. Specielt omkring 13., 25. og uge efter start af ledighedsforløbet modtager de jobsamtaler, hvilket svarer til lovgivningens tidsrammer for rettidig samtaleafholdelse. Den relativt store gruppe af samtaler

53 5 Data og deskriptiv statistik 47 mellem uge 35 og 40 svarer samtidig til, at det er op til tidspunktet, hvor personer mellem 30 og 60 år har ret og pligt til at komme i aktivering (efter 9 måneder som ledig). Da det er i jobsamtalerne, at muligheden for aktive tilbud drøftes med den ledige, er det derfor tænkeligt, at der fra jobcentrets side er stort fokus på at afholde disse samtaler til tiden. For personer over 60 år ligger tidspunktet for første aktiveringstilbud efter seks måneder. Forberedelsen hertil kan således passe ind i gruppen af samtaler, der ligger op til uge 25. Mønstret med, at samtalerne generelt holdes til tiden, understøttes af en opgørelse af rettidigheden af de afholdte jobsamtaler efter samtalens nummer indenfor ledighedsforløbet, jf. tabel F.1 i appendiks F. Opgørelsen viser, at rettidighedsandelen for første samtale er omkring 87 procent, mens rettidighedsandelene for efterfølgende samtaler generelt ligger mellem 93 og 96 procent for såvel mænd som kvinder. Figur 5. Mødeintensitet for forsikrede ledige under 30 år, opdelt efter køn og reform Mødeintensitet (jobsamtaler/ledige) Mænd Kvinder Mødeintensitet (jobsamtaler/ledige) Ledighedsuger Ledighedsuger Ikke omfattet af reform Omfattet af reform Ikke omfattet af reform Omfattet af reform Kilde: Egne beregninger ud fra DREAM data. For de forsikrede ledige under 30 år, som ikke er omfattet af reformen, er der igen et nogenlunde ens mønster for mænd og kvinder. Ligesom for personerne over 30 år er der en større andel, der modtager samtaler efter ca. 13 uger og uger som ledig, om end intensiteten omkring disse uger er mere ligeligt fordelt for de unge, end den er for den ældre gruppe. Dette kan skyldes, at de unge, der ikke er omfattet af reformen, har ret og pligt til aktive tilbud efter 6 måneders ledighed ligesom de forsikrede ledige over 60 år. Der kan derfor igen argumenteres for, at der er stort fokus på at få afholdt samtalerne forud herfor. Igen understøttes mønstret af rettidighedsopgørelsen af de enkelte samtaler, jf. tabel F.2 og F.3 i appendiks F, som viser, at andelen af rettidige første samtaler ligger på ca. 84 procent for mændene og 85 procent for kvinderne, mens de efterfølgende samtaler har rettidighedsprocenter fra 93 og op. For de unge omfattet af reformen ses det af figur 5, at der indtil ca. 11. ledighedsuge både blandt mænd og kvinder er en større andel, der modtager samtaler, end der er blandt de øvrige grupper. Det indikerer, at der er sket en fremrykning af første samtale for denne gruppe. Den relativt højere mødeintensitet selv efter 6. uge understøtter dog også tabel 3, som viste, at den fremrykkede indsats ikke i lige så høj grad lever op til lovgivningens krav som tidligere set. Det er dog svært på

54 5 Data og deskriptiv statistik 48 baggrund af figur 5 at vurdere, hvor stor en andel af disse samtaler, der er for sent afholdte førstesamtaler, og hvor stor en andel, der er anden-samtaler, som er forberedende op til det fremrykkede tidspunkt for aktivering efter 13 uger som ledig. 46 Jf. derfor tabel 4 som viser det gennemsnitlige antal sammenlagte uger i offentlig forsørgelse eller deltagelse i aktivering på tidspunktet, hvor første jobsamtale er afholdt for de forskellige analysegrupper. Tabel 4. Gennemsnitligt antal sammenlagte uger på offentlig forsørgelse eller med deltagelse i aktiveringstilbud ved afholdelse af første jobsamtale, opdelt efter køn, alder og for personer under 30 år også reform Under 30 år, omf. af reform Under 30 år, ikke omf. af reform Over 30 år Mænd Kvinder Mænd Kvinder Mænd Kvinder (5.50) (4.85) (6.47) (8.36) (5.83) (7.33) Noter: A) Standardafvigelser angivet i parentes. B) Gns. antal sammenlagte uger til første samtale er målt fra ledighedsforløbets påbegyndelse. C) Den gennemsnitlige varighed af reform-forløbene indtil første jobsamtale er et øvre estimat som følge af, at samtalerne afholdt i løbet af de første fire ledighedsuger ikke indgår i beregningen. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data. Heraf fremgår det, at første samtale gennemsnitligt er afholdt efter ugers sammenlagt ledighed for ikke-reform forløbene, hvilket understøtter den høje rettidighedsprocent, da grænsen er på 13 uger. 47 Samtidig ses det, at det gennemsnitlige antal uger før første samtale i reform-forløbene er på godt otte uger. Ligesom den højere mødeintensitet i starten af figur 5 viser det, at der gennemsnitligt er sket en fremrykning af tidspunktet for første samtale i forbindelse med ungereformen. Derudover viser det, at der rigtig nok har været problemer med at få afholdt første samtale inden for det fremrykkede tidspunkt: Selvom samtalen efter reformen bliver afholdt efter kortere tid som ledig, er det i gennemsnit mere end to uger senere, end hvad lovgivningen foreskriver. Rettidighedsopgørelserne i tabel F.2 og F.3 i appendiks F viser da også, at andelen af første samtaler, som er afholdt rettidigt, er faldet til knap 61 procent for både mænd og kvinder omfattet af reformen, mens andelen af rettidige efterfølgende samtaler generelt ligger mellem 94 og 100 procent. Det tyder således på, at den lavere rettidighed i tabel 3 for unge omfattet af reformen i analysesamplet hovedsagligt kan tilskrives manglende opfyldelse af det fremrykkede tidspunkt for første samtale. Fremrykningen af samtaleforløbet virker derimod ikke til at have haft nogen negativ betydning for rettidigheden af de efterfølgende samtaler. 46 Det skal bemærkes, at selvom stigningen i mødeintensiteten omkring 13. såvel som 26. ledighedsuge kan forklares ud fra reglerne for den fremrykkede indsats, så kan det ikke udelukkes, at det også dækker over personer, som er behandlet efter reglerne fra før reformen. Forekomster heraf vil dels kunne skyldes, at forløbene fejlagtigt er kodet til at være omfattet af reformen, og dels at der blandt jobcentrene har været tvivl om, hvilke regler der var gældende for de pågældende forløb. 47 Tallene stemmer overens med en opgørelse fra Rosholm & Svarer (2010). Ved hjælp af DREAM data for årene finder de, at den gennemsnitlige mødeintensitet pr. uge er på 0,092 for dagpengemodtagere, hvilket svarer til, at der afholdes en samtale efter gennemsnitligt 10,87 ugers ledighed.

55 5 Data og deskriptiv statistik Forklarende variable til analyserne I specialets empiriske analyser inkluderes også andre faktorer, der kan tænkes at påvirke afgangen ud af ledighed. De inkluderede forklarende variable er dels bestemt ud fra, hvad der er muligt på baggrund af data, dels ud fra, hvad der typisk anvendes som forklarende variable i den empiriske litteratur omkring varighed af ledighedsforløb (jf. eksempelvis Svarer, 2010; Rosholm, 2008 og Graversen & van Ours, 2008). For det første er det muligt på baggrund af DREAM dataet at kontrollere for personens alder, hvilket ifølge tidligere empiriske resultater kan have betydning for sandsynligheden for at forlade ledighed. Specielt kan både unge og ældre personer have større problemer med at finde beskæftigelse end mellemgruppen. Til brug i analyserne konstrueres derfor et sæt af indikatorer for seks forskellige aldersintervaller givet ved: 18-24, 25-29, 30-39, 40-49, og år. I analyser med personer over 30 år anvendes gruppen af årige som reference, mens de årige fungerer som referencekategori i analyser for personer under 30 år. Derudover inkluderes oplysninger om køn (med kvinder som reference i tilfælde af, at analysen ikke er opdelt på køn), etnisk oprindelse og civilstatus. Med hensyn til etnisk oprindelse skelnes mellem etniske danskere, indvandrere eller efterkommere fra vestlige lande og indvandrere eller efterkommere fra ikke-vestlige lande, hvor personer af dansk oprindelse er referencekategorien. På baggrund af tidligere resultater forventes personer af anden etnisk oprindelse end dansk at have sværere ved at forlade ledigheden end de etniske danskere. Civilstatus angiver, om personen er gift. Forventningerne til konsekvenserne heraf trækker i flere retninger. En gift person kan tænkes at være mindre mobil med hensyn til at flytte efter et nyt job men kan samtidig tænkes at have et bedre netværk eller blive mere motiveret til at komme i beskæftigelse ved at have en partner på arbejdsmarkedet. I den forbindelse kunne det også spille ind, netop om partneren er på arbejdsmarkedet, eller om denne også er ledig. Det kunne således være relevant også at have information om såvel partnerens arbejdsmarkedsstatus som information om eventuelle børn og alderen heraf, da især kvinder med mindre børn måske udbyder mindre arbejdskraft eller kan have sværere ved at finde job på grund af (ulovlig) diskrimination fra arbejdsgiverens side. Sådanne oplysninger om en partners arbejdsmarkedstilknytning samt oplysninger om børn er imidlertid ikke tilgængelige i DREAM dataet, ligesom der heller ikke er tilgængelige mål for eksempelvis tidligere lønniveau eller personens kompensationsgrad ved modtagelse af dagpenge. Sidstnævnte kunne også være relevante oplysninger for at forklare den rate, hvormed ledigheden forlades. Det skyldes, at personer med en høj forudgående løn eller tilsvarende lav kompensationsgrad som dagpengemodtager formodes at have større motivation for at finde ny beskæftigelse, end personer med en høj kompensationsgrad, for at opretholde det hidtidige indkomstniveau. Andre forhold, der typisk anvendes som forklarende faktorer i forhold til at forlade ledigheden, men som heller ikke indgår i DREAM dataet, er personens erhvervserfaring og uddannelse. Angående

56 5 Data og deskriptiv statistik 50 erhvervserfaring og generel tilknytning til arbejdsmarkedet har tidligere analyser ofte udnyttet informationen i DREAM dataet til at konstruere mål for den faktiske andel af tiden, som personen har været henholdsvis beskæftiget og ledig, i de foregående år op til ledighedsforløbets start, samt information om eventuel sygedagpengehistorik. Det er imidlertid min vurdering, at for meget information til brug i analyserne vil gå tabt, hvis analysesamplet restringeres til kun at indeholde ledighedsforløb, der starter senere i perioden, for derved at kunne danne forudgående historik. Her kommer udvælgelsen af nyledige dagpengemodtagere igen til sin ret. Denne sikrer, at analysesamplet består af nyuddannede personer, som er ved at finde deres første job, samt personer, der har haft en vis tilknytning til arbejdsmarkedet de foregående år. Det er derfor muligt, at den manglende information om tidligere historik spiller en mindre rolle, end hvis der var samplet generelt blandt alle dagpengemodtagere i observationsperioden. Med hensyn til de manglende uddannelsesoplysninger indeholder registret til gengæld oplysninger om personens a-kasse-tilhørsforhold. Da der ofte er et uddannelsesmæssigt eller branchespecifikt tilhørsforhold til de forskellige a-kasser, anvender jeg oplysningerne om a-kassetilhørsforholdet som en approksimation for uddannelse og fagområde. I lighed med Rosholm & Svarer (2008) inddeler jeg de forskellige a-kasser i branchespecifikke kategorier, som består af: akademikere, byggearbejdere, fremstilling (reference), funktionærer, handel, metalindustri, teknikere, selvstændige og øvrige. 48 DREAM data indeholder endvidere oplysninger om den enkelte persons bopælskommune ultimo året. Disse oplysninger anvendes til at konstruere personens regionale tilhørsforhold for at opfange eventuelle regionale forskelle. Der dannes således fem indikatorvariable for henholdsvis Region Hovedstaden, Region Sjælland, Region Midtjylland, Region Syddanmark og Region Nordjylland, hvor Region Hovedstaden er referencekategorien i estimationerne. Regionsniveauet vælges frem for kommuneniveauet for at sikre et tilpas antal observationer indenfor hver enhed. Alle forklarende variable, der er angivet indtil nu, antages at være konstante over hele ledighedsforløbet og målt ved ledighedsperiodens start. Derudover inkluderes også nogle tidsvarierende variable, der kan antage forskellige værdier undervejs i ledighedsperioden. Det drejer sig bl.a. om informationerne i data angående deltagelse i aktive arbejdsmarkedsprogrammer. På baggrund af disse dannes en indikatorvariabel for, om en person deltager i et aktivt arbejdsmarkedsprogram i den pågældende uge og en anden variabel for, om vedkommende har afsluttet et program indenfor de seneste 26 uger. Disse variable skal henholdsvis kontrollere for en eventuel fastlåsningseffekt under selve deltagelsen, fordi den ledige muligvis søger mindre på grund af tidsforbruget til at deltage i programmet, og en eventuel programeffekt ved at have deltaget. Referencekategorien er ingen aktivering hverken igangværende eller afsluttet indenfor de seneste 26 uger. Bemærk, at der ikke gøres noget forsøg på at kontrollere for en eventuel motivations- eller 48 Jf. appendiks G for en oversigt over hvilke a-kasser, der er indeholdt i de forskellige grupper.

57 5 Data og deskriptiv statistik 51 trusselseffekt af aktiveringen. Oplysningerne om deltagelse eller afsluttet deltagelse opdeles på fire grupper: privat jobtræning med løntilskud, offentlig jobtræning med løntilskud, uddannelsesaktivering og andre programmer. De deskriptive statistikker i afsnit 5.3 antydede vigtigheden af at kontrollere for sæson- og konjunkturcykluseffekter. I estimationerne inkluderes derfor også et sæt af månedsindikatorer samt årsindikatorer for at opfange disse effekter med henholdsvis december og år 2008 som reference. Indikatorerne antages samtidig at opfange eventuelle kompositionseffekter, hvis der henover observationsperioden sker et generelt skift i typen af personer, der bliver ledige, som ikke forklares ved de øvrige inkluderede karakteristika. Som en sidste ting inkluderes mål for den regionale arbejdsløshedsrate, eftersom den overordnede konjunkturudvikling kan påvirke de lokale områder og dermed de lediges muligheder for at finde beskæftigelse på forskellig vis. Forventningen er, at jo større den regionale arbejdsløshedsrate er, jo sværere er de vilkår, som den ledige står over for, i forsøget på at komme i beskæftigelse. Som mål for den regionale arbejdsløshedsrate anvendes andelen af fuldtidsledige i procent af arbejdsstyrken fra Danmarks Statistik (DST). Målingen er opgjort på månedlig basis og fordelt på de fem regioner, hvor Region Hovedstaden igen fungerer som referencekategori. Beskrivende statistik Beskrivende statistik for de forklarende variable er vist i tabel 5 og 6 nedenfor. For at undgå, at ledighedsforløb med flere observationer tæller med i statistikken flere gange, er tallene dannet ud fra den sidste observation i hvert forløb. Tabel 5 beskriver ledighedsforløbene for personer under 30 år, og tabel 6 beskriver ledighedsforløbene for personer over 30 år. Ligesom ved beskrivelsen af ledighedsforløbene og de afholdte samtaler er tabellerne for de forklarende variable opdelt på mænd og kvinder, og for de unge er statistikken yderligere opdelt efter, om ledighedsforløbet er omfattet af de nye ungeregler pr. 1. august 2009 eller ej. Tabel 5. Deskriptiv statistik af udvalgte forklarende variable, forsikrede ledige under 30 år Mænd Kvinder Omfattet af reform Ikke omfattet af reform Omfattet af reform Ikke omfattet af reform Variable Gns. Gns. Gns. Gns. Demografiske karakteristika Alder år 0,486 0,424 0,400 0,290 Alder år 0,514 0,576 0,600 0,710 Dansker 0,900 0,880 0,872 0,858 Indvandrer eller efterkommer fra vestligt land 0,023 0,021 0,035 0,038 Indvandrer eller efterkommer fra ikke-vestligt land 0,077 0,099 0,093 0,104 Gift 0,109 0,145 0,213 0,293 I aktivering Privat jobtræning med løntilskud 0,002 0,006 0,002 0,003 Offentlig jobtræning med løntilskud 0,010 0,012 0,019 0,023

58 5 Data og deskriptiv statistik 52 Uddannelse 0,091 0,038 0,071 0,037 Andre programmer 0,079 0,047 0,073 0,030 Afsluttet aktivering indenfor 26 uger Privat jobtræning med løntilskud 0,000 0,001 0,000 0,000 Offentlig jobtræning med løntilskud 0,008 0,009 0,014 0,014 Uddannelse 0,151 0,096 0,122 0,065 Andre programmer 0,118 0,122 0,126 0,096 A-kasse tilhørsforhold Akademikere 0,095 0,102 0,176 0,220 Byggearbejdere 0,222 0,202 0,033 0,021 Fremstilling 0,239 0,280 0,112 0,121 Funktionærer 0,084 0,083 0,196 0,181 Handel 0,056 0,058 0,217 0,194 Metalindustri 0,115 0,106 0,004 0,004 Teknikere 0,025 0,030 0,033 0,042 Selvstændige 0,041 0,037 0,036 0,028 Andre 0,123 0,101 0,193 0,189 Bopælsregion Hovedstaden 0,244 0,252 0,315 0,321 Sjælland 0,138 0,141 0,118 0,097 Syddanmark 0,235 0,215 0,208 0,207 Midtjylland 0,221 0,236 0,232 0,248 Nordjylland 0,160 0,156 0,127 0,127 Note: Tal med fed indikerer en statistisk signifikant forskel på et 5 pct. signifikansniveau mellem gruppen omfattet af reform og gruppen ikke omfattet af reform for henholdsvis mænd og kvinder. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data. Af tabel 5 fremgår det, at der for både mænd og kvinder er en større andel af årige end årige i analysesamplet. For begge køn sker der imidlertid en signifikant stigning i andelen af de helt unge samt et tilsvarende fald i andelen af de årige i gruppen omfattet af reformen relativt til gruppen ikke omfattet af reformen. Ændringen er størst for kvinderne, hvor andelen af de unge stiger fra at udgøre 29 procent til at udgøre 40 procent, hvorimod stigningen blandt de unge mænd er på ca. 6 procentpoint fra 42,4 til 48,6 procent. Det afspejler, at konjunkturnedgangen har gjort det ekstra svært for de helt unge at komme ind på arbejdsmarkedet. Den generelt større andel af årige mænd end kvinder samt den mindre stigning i andelen af unge mænd end kvinder fra ikkereform- til reformgruppen afspejler endvidere, at de unge mænd er blevet ramt af de ugunstige forhold tidligere i observationsperioden end kvinderne, hvilket de foregående beskrivelser også viste. Ikke overraskende sker der i takt med det stigende antal unge et fald i andelen af personer, der er gift. Andelen af unge gifte kvinder er dog ca. dobbelt så stor som andelen af unge gifte mænd både for reform- og ikke-reformforløbene. Med hensyn til herkomst står etniske danskere for næsten ni ud af ti af ledighedsforløbene for mændene, mens det for kvinderne er en lille smule lavere. De resterende forløb fordeles med ca. 2/3 indvandrere eller efterkommere fra ikke-vestlige lande og ca. 1/3 indvandrere eller efterkommere fra vestlige lande.

59 5 Data og deskriptiv statistik 53 For både mænd og kvinder er der en signifikant større andel blandt reformgruppen end ikkereformgruppen, der er i uddannelsesaktivering eller andre programmer. Generelt er disse to aktiveringskategorier de mest anvendte for de unge under 30 år, hvilket indikerer, at der i højere grad fokuseres på uddannelse og f.eks. vejlednings- og afklaringsforløb for de unge end på løntilskudsjob. Den signifikante stigning kan dels ses som et resultat af det øgede antal årige, dels som et resultat af det fremrykkede tidspunkt for første aktiveringstilbud i forbindelse med reformen. Trods den gennemsnitligt kortere varighed af reform-forløbene end ikke-reform-forløbene er der samtidig en større andel af de unge omfattet af reformen, som har afsluttet et forløb med uddannelsesaktivering. For kvinderne er der også signifikant flere, der har afsluttet et aktiveringsforløb under kategorien andre programmer. Det understøtter, at flere unge er blevet aktiveret på et tidligere tidspunkt efter reformen. Der er derimod ingen eller kun en meget lille andel af personerne under 30 år, der har afsluttet et jobtræningsforløb. Ses der på a-kassetilhørsforholdet sker der et fald i andelen af akademikere, hvilket ligeledes kan forklares ved den øgede andel af helt unge, da færre helt unge har kunnet nå at færdiggøre en uddannelse. Faldet er mest markant for kvinderne, hvor akademikere, funktionærer, handel og andre hver står for ca. 1/5 af ledighedsforløbene. For mændene er det byggearbejdere og fremstilling, der udgør den største andel, efterfulgt af andre, metalindustri og akademikere med hver omkring procent. For mændene ses det mest markante fald fra ikke-reform- til reformgruppen indenfor fremstilling, hvor andelen falder fra 28 til ca. 24 procent. Som en sidste ting ses det af tabellen, at der ingen signifikante forskelle er i det regionale tilhørsforhold mellem reform- og ikke-reformgrupperne. Der er dog regionale forskelle i andelen af ledige, hvor de fleste af forløbene generelt er for personer bosat i Region Hovedstaden efterfulgt af Region Midtjylland og Region Syddanmark. Tabel 6. Deskriptiv statistik af udvalgte forklarende variable, forsikrede ledige over 30 år Mænd Kvinder Variable Gns. Gns. Demografiske karakteristika Alder år 0,330 0,393 Alder år 0,331 0,330 Alder år 0,290 0,252 Alder år 0,050 0,026 Dansker 0,879 0,868 Indvandrer eller efterkommer fra vestligt land 0,039 0,044 Indvandrer eller efterkommer fra ikke-vestligt land 0,082 0,088 Gift 0,584 0,628 I aktivering Privat jobtræning med løntilskud 0,003 0,002 Offentlig jobtræning med løntilskud 0,005 0,010 Uddannelse 0,028 0,024

60 5 Data og deskriptiv statistik 54 Andre programmer 0,027 0,025 Afsluttet aktivering indenfor 26 uger Privat jobtræning med løntilskud 0,001 0,001 Offentlig jobtræning med løntilskud 0,002 0,006 Uddannelse 0,105 0,086 Andre programmer 0,082 0,081 A-kasse tilhørsforhold Akademikere 0,080 0,116 Byggearbejdere 0,109 0,022 Fremstilling 0,342 0,198 Funktionærer 0,100 0,194 Handel 0,037 0,156 Metalindustri 0,085 0,005 Teknikere 0,082 0,057 Selvstændige 0,060 0,046 Andre 0,104 0,206 Bopælsregion Hovedstaden 0,244 0,297 Sjælland 0,150 0,144 Syddanmark 0,227 0,210 Midtjylland 0,223 0,223 Nordjylland 0,155 0,126 Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data. For mænd over 30 år er personen i ca. hvert tredje forløb mellem år, og ligeledes i ca. hvert tredje forløb mellem år. De årige står for 29 procent af forløbene, mens personer over 60 år står for de sidste ca. fem procent. For kvinderne udgør de årige en lidt større andel, mens grupperne over 50 år udgør en lidt mindre andel end blandt mændene. Som for de unge er hovedvægten af personerne over 30 år af dansk oprindelse, og indvandrere og efterkommere fra vestlige lande udgør den mindste andel. Tilsvarende er der en større andel af kvinderne end mændene, der er gift, men ikke overraskende er andelen af såvel gifte mænd som kvinder væsentligt større i denne aldersgruppe end blandt de unge. I lighed med de unge er der blandt de aktiverede flest, der har deltaget i uddannelsesaktivering eller andre programmer. Andelene hertil er dog mindre end for de unge, hvilket er forventeligt, eftersom aktiveringskravene netop er intensiverede for ungegruppen. Angående a-kassetilhørsforholdet for mændene, så er det tydeligt, at den største koncentration af personer er indenfor fremstilling, mens handel står for den mindste andel efterfulgt af selvstændige. De resterende forløb fordeler sig nogenlunde ens med ca procent til de øvrige a-kassegrupper. For kvinder står fremstilling, funktionærer og andre hver for ca. 20 procent af forløbene efterfulgt af handel og akademikere. Derimod udgør kvinderne en mindre andel end mændene, når det drejer sig om typisk mandsdominerede fag som byggeri, metalindustri, teknikere samt selvstændige. Fordelingen blandt mænd og kvinder over 30 år i forhold til det

61 5 Data og deskriptiv statistik 55 regionale tilhørsforhold ses meget ens. Der er dog en større vægt af ledighedsforløb for kvinder end for mænd i Region Hovedstaden og en tilsvarende mindre andel for kvinder i Regional Nordjylland 5.5 Empiriske afgangsrater Før modellerne, som anvendes til de empiriske analyser, opstilles, estimeres her de empiriske Kaplan-Meier afgangsrater fra ledighed til selvforsørgelse for de forskellige analysegrupper. Kaplan- Meier afgangsraten estimeres for hver given uge i analyseperioden som andelen af igangværende forløb, der afslutter med en afgang til selvforsørgelse (jf. f.eks. Jenkins, 2005):, = er antallet af ledighedsforløb, der afslutter med en afgang til selvforsørgelse i den pågældende uge, og er antallet af forløb, der potentielt kan afslutte i løbet af ugen dvs. er antallet af forløb, der fortsat er uafsluttede ved ugens begyndelse. Nævneren indeholder dermed de forløb, der afsluttes eller censoreres i løbet af den påbegyndte uge eller de kommende uger, mens forløb, der er afsluttede eller censorerede i foregående uger, ikke længere er en del af de igangværende forløb. Estimatoren tager således højde for censorerede forløb ved at inkludere dem i nævneren op til censoreringsugen, men uden at de tæller som en afgang fra ledighed i ugen, hvor de censoreres. Kaplan-Meier afgangsraterne vist i figur 6 og 7 giver dermed et ikke-parametrisk estimat på raten, hvormed de forskellige grupper forlader ledigheden og overgår til selvforsørgelse. Det er således muligt på baggrund af data i analysesamplet at få et førstehåndsindtryk af, om der er forskellige mønstre i transitionen til selvforsørgelse grupperne imellem. Figur 6. Empirisk afgangsrate for forsikrede ledige over 30 år, efter køn Afgangsrate til selvforsørgelse Varighed af ledighedsforløb (uger) Kvinder Mænd Noter: A) Figuren viser smoothed afgangsrater. B) Varigheden er målt indenfor analysesample dvs. den reelle varighed er fire uger længere. C) De estimerede afgangsrater ved lange varigheder er baseret på relativt få observationer og derfor behæftet med relativ stor usikkerhed. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data.

62 5 Data og deskriptiv statistik 56 Ifølge figur 6 er der som forventet negativ varighedsafhængighed, hvor afgangsraten til selvforsørgelse falder i takt med længden af ledighedsperioden. Dette gælder for såvel mænd som kvinder mellem 30 og 65 år, om end mændenes afgangsrate generelt ligger lidt over kvindernes stort set indtil 70. (reelt 74.) ledighedsuge. Det er interessant, at der især for mændene er en stigning i afgangsraten i ugerne op til den 10. (14.) ledighedsuge, som svarer til tidspunktet, hvor første samtale skal afholdes. Dette kunne tyde på, at der er en positiv motivationseffekt af første samtale eller en positiv effekt af selve samtalen for mændene. Figur 7. Empirisk afgangsrate for forsikrede ledige under 30 år, opdelt efter køn og reform Afgangsrate til selvforsørgelse Varighed af ledighedsforløb (uger) Ikke omfattet af reform Mænd Omfattet af reform Afgangsrate til selvforsørgelse Varighed af ledighedsforløb (uger) Ikke omfattet af reform Kvinder Omfattet af reform Noter: A) Figuren viser smoothed afgangsrater. B) Varigheden er målt indenfor analysesample dvs. den reelle varighed er fire uger længere. C) De estimerede afgangsrater ved længere varigheder er baseret på færre observationer og derfor behæftet med større usikkerhed dette gælder især for reformgrupperne. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data. Af figur 7 ses det, at der ligeledes er negativ varighedsafhængighed for de forsikrede ledige under 30 år. Sandsynligheden for at forlade ledigheden falder dog hurtigere for kvinderne end for mændene i starten af ledighedsforløbene. Derudover er der også forskel på forholdet mellem afgangsraterne for reform-forløb og afgangsraterne for ikke-reform-forløb for de unge mænd i forhold til de unge kvinder. For mændene lader det til, at der er et nærmest modsatrettet mønster i udviklingen af afgangsraterne frem til omtrent 15. (19.) ledighedsuge. Derefter virker de to kurver til overordnet at følge hinanden men med en gennemsnitlig større afgangsrate for reform-forløbene mellem ca. 20. (24.) og 38. (42.) ledighedsuge. Det kunne derfor umiddelbart tyde på, at mændene, der omfattes af de nye regler, har en væsentlig anderledes adfærd i specielt starten af forløbet, end de unge mænd, der ikke er omfattet af reformen. For kvinderne er der derimod et nogenlunde ens udviklingsmønster i afgangsraterne for de to grupper det første halve års tid som ledig. Det lader dog til, at puklerne (de midlertidige stigninger i afgangsraten) indtræder med et lille lag for forløbene, der ikke er omfattet af reformen, i forhold til forløbene omfattet af reformen. Det tyder derfor på, at kvindernes reaktionsmønster blot er fremrykket i takt med den tidligere indsats som følge af reformen, men ellers stort set uændret. Måske lidt overraskende er afgangsraten for reformforløbene for kvinderne lavere end for ikke-

63 5 Data og deskriptiv statistik 57 reformforløbene i det første ca. halve år. Umiddelbart kan det derfor se ud som om, at reformen generelt har haft en negativ påvirkning på kvindernes muligheder for at forlade ledigheden. Det er imidlertid vigtigt at påpege, at disse estimerede afgangsrater ikke kan bruges til at konkludere, hvorvidt f.eks. indførelsen af ungereformen har haft en effekt på afgangsraten, da der ikke er taget højde for andre faktorer, som er med til at forklare afgangen til selvforsørgelse. De foregående beskrivelser indikerede bl.a., at kvinderne generelt blev senere og mindre påvirket af konjunkturnedgangen end mændene. Det kan være medvirkende til, at kvindernes afgangsrate for ikke-reform-forløbene er højere end de øvrige gruppers; Hvis såvel mændene som kvinderne omfattet af reformen stod overfor sværere vilkår med hensyn til at forlade ledigheden, vil deres afgangsrate til selvforsørgelse naturligt nok forventes at være mindre alt andet lige. Forskellen mellem afgangsraterne i figur 6 kan derfor i lige så høj grad afspejle denne konjunktureffekt, som det kan være en negativ effekt af reformen. Dette understreger vigtigheden af at anvende økonometriske modeller for at kunne skelne mellem de forskellige effekter, der påvirker afgangen ud af ledighed for de forsikrede ledige. Formålet med næste afsnit er således at opstille de modeller, der anvendes i specialets empiriske analyser.

64 6 Den empiriske strategi 58 6 Den empiriske strategi I dette afsnit præsenteres den empiriske strategi, jeg følger, for at undersøge, hvordan rettidig samtaleafholdelse med forsikrede ledige påvirker længden af ledighedsforløbene. Metoden, jeg anvender, er varighedsanalyse, og afsnittet starter med en argumentation for anvendeligheden af varighedsmodeller til dette speciales formål. Derefter gives en kort grundlæggende beskrivelse af centrale begreber indenfor varighedsanalyse, inden den proportionale hazard model, jeg tager udgangspunkt i til analyserne, præsenteres. Modellen udvides efterfølgende til at inkludere uobserverbar heterogenitet ved hjælp af en mixed proportional hazard model. Efter præsentationen af de anvendte modeltyper følger en beskrivelse af hovedparametrene af interesse i analyserne og mulig endogenitet heraf samt en diskussion af metoder til at tage højde for eventuel endogenitet. Afslutningsvis gives en kort beskrivelse af maximum likelihood metoden, som anvendes til at estimere modellerne. 6.1 Anvendeligheden af varighedsanalyse i opgavesammenhængen Formålet med specialet er at undersøge, om rettidig afholdelse af jobsamtaler med forsikrede ledige gør, at de ledige bliver hurtigere selvforsørget. Fokus er med andre ord på, hvordan længden af perioden, inden der sker en transition fra én tilstand (ledighed) til en anden (selvforsørgelse), påvirkes som følge af, at den ledige modtage jobsamtaler i henhold til lovgivningens tidsfrister herfor. Som beskrevet i afsnit 5 giver det tilgængelige data mulighed for at følge individer over tid og observere, hvilken tilstand de er i (på dagpenge, under uddannelse, beskæftiget, pensioneret osv.), samt hvorvidt den enkelte har modtaget en nulstillende samtale eller ej. Det er derfor muligt på baggrund af det tilgængelige data at anvende varighedsanalyse, som er en hyppigt anvendt tilgang indenfor bl.a. litteraturen omkring varigheden af ledighedsforløb. Varighedsanalyse er en statistisk metode til at analysere individers bevægelser mellem tilstande og til at undersøge forskellige faktorers påvirkning på varigheden i en given tilstand. Dette gøres ved at specificere modeller for varigheden i tilstanden (eller tilsvarende; varigheden indtil hændelsen af interesse indtræffer). En varighed defineres i denne forbindelse som længden af perioden fra en person bliver arbejdsløs, til personen bliver selvforsørget. Anvendelse af varighedsanalyse til specialets formål har flere fordele i forhold til alternative metodiske tilgange, jf. f.eks. Kiefer (1988), Jenkins (2005) og Allison (2004). Eksempelvis er det med varighedsmodellerne muligt at udnytte informationen i de censorerede forløb og samtidig tage højde for, at de ikke er afsluttet med en afgang til selvforsørgelse. Som vist i afsnit 5.3 er det af central betydning, da en relativ stor andel af forløbene i analysesamplet er censorerede. Derudover gør modellerne det muligt at betinge på, hvor lang tid en person har været ledig, når vedkommende bliver selvforsørget. På den måde undgås det, at personer, der eksempelvis forlader ledigheden efter

65 6 Den empiriske strategi 59 fem uger, antages at være identiske med personer, som forlader ledigheden efter et år. Det er en fordel, eftersom der er grund til at tro, at personer, som hurtigt forlader ledigheden, gennemsnitligt har en større sandsynlighed for at finde arbejde (eller starte uddannelse) end personer, der er ledige i lang tid. At behandle personerne som identiske, uanset længden af ledighedsforløbet før de bliver selvforsørget, hvilket eksempelvis binære responsmodeller ville gøre, kan derfor være problematisk. Med varighedsmodellerne tages der endvidere højde for, at varigheden typisk er asymmetrisk fordelt. Ifølge Cleves m.fl. (2008) er den asymmetriske fordeling hovedproblemet ved anvendelse af f.eks. standard OLS regression. En sidste fordel, der skal nævnes her, er, at det med varighedsmodellerne også er muligt at håndtere forklarende variable, der varierer over længden af perioden. Dette er centralt i forbindelse med analyse af politiske bestemmelser såsom reglerne for afholdelsen af jobsamtaler, da deltagelse i samtaler er varierende over ledighedsforløbet. Et punkt, man imidlertid skal være opmærksom på ved anvendelse af varighedsmodellerne, er, at de estimerede effekter er kortsigtseffekter. For en undersøgelse af effekterne på længere sigt kræves data over en længere tidshorisont, end hvad der er tilgængeligt til dette speciale. Med data over en længere horisont ville det også være muligt at analysere, hvordan varigheden af efterfølgende perioder som beskæftiget påvirkes, ligesom det er gjort i nogle af de tidligere empiriske undersøgelser refereret til i afsnit Grundlæggende om varighedsanalyse 49 Før jeg præsenterer den proportionale hazard model, som danner grundlaget for specialets empiriske analyser, vil jeg som nævnt i afsnittets indledning beskrive de basale komponenter inden for varighedsanalyse. Dermed gives en grundlæggende indsigt i bl.a. definitionen af afgangsraten, som er omdrejningspunktet i de anvendte modeller. Allerførst vil jeg starte med at lave en simplificerende antagelse. Varighedsmodeller bruges som nævnt til at modellere tiden, en person bruger i en bestemt tilstand. I dette speciale bruges varighedsmodeller til at modellere varigheden af ledighedsforløb for dagpengemodtagere, som jeg identificerer ud fra stikprøven. Folk kan imidlertid have forskellig tilbøjelighed til at blive ledig. For ikke at skulle tage højde for sådanne initiale betingelser, antager jeg simplificerende, at indtræden i ledighed er en eksogen hændelse, og at det dermed er tilfældigt, hvem der observeres som ledig. 50 Inden defineringen af de forskellige elementer i analysen skal yderligere et forhold beskrives. Selvom den tid, en person opholder sig i ledighed i, grundlæggende er kontinuert, er det observerede data som beskrevet i afsnit 5 opgjort på ugebasis. Data siges dermed at være intervalcensoreret, da det faktiske tidspunkt for en hændelse ikke kan observeres, men alene at hændelsen er indtruffet i 49 Der er en bred litteratur, der giver en grundlæggende beskrivelse af tilgangen med varighedsanalyse. Bl.a. kan nævnes Kiefer (1988), Jenkins (2005), Cameron & Trivedi (2005), Wooldridge (2002) og Lancaster (1990), som alle danner grundlag for min gennemgang i dette og de følgende delafsnit. 50 Alternativt skulle der tages højde for processen ind i ledighed (jf. Jenkins, 2005).

66 6 Den empiriske strategi 60 en given uge. Hvis intervalcensoreringen vurderes at have stor betydning, kan der eksplicit tages højde herfor ved at anvende en såkaldt diskret varighedsmodel. Det er imidlertid min vurdering, at observationerne på ugebasis er tilpas hyppige i forhold til den gennemsnitlige længde af ledighedsperioderne, til at intervalcensoreringen i praksis ikke har nogen betydning for modellens resultater. De følgende definitioner er derfor lavet med udgangspunkt i det kontinuerte tilfælde. Varighed Lad være en kontinuert ikke-negativ stokastisk variabel, som angiver varigheden af de enkelte ledighedsforløb, og lad være reelle udfald for observeret i data. sættes til 0 på tidspunktet, hvor et forløb påbegyndes, og tæller efterfølgende antallet af uger (da data til specialet er på ugebasis), indtil der enten sker en afgang til selvforsørgelse eller forløbet censoreres. Forløbene behøver således ikke at starte på samme kalendertidspunkt, da varigheden opgøres fra det tidspunkt, hvor en person bliver ledig, uafhængigt af kalendertidspunktet. Lad være en latent stokastisk variabel, der angiver varigheden af en persons ledighedsforløb, hvis forløbet afslutter, fordi personen bliver selvforsørget. Lad tilsvarende være en latent stokastisk variabel, der angiver tidspunktet for censorering af forløbet. Den observerede varighed af en persons ledighedsforløb er så givet ved =min,. Jeg antager i det følgende, at de to latente stokastiske variable er uafhængige, når der betinges på de forklarende variable i modellen. 51 Jeg antager yderligere, at kan beskrives ved en differentierbar fordelingsfunktion 52 = <, 0 og tæthedsfunktion =, hvor angiver antallet af uger, siden personen påbegyndte ledighedsforløbet. Fordelingsfunktionen giver den akkumulerede sandsynlighed for, at et forløb er afsluttet på tidspunkt, og tæthedsfunktionen angiver koncentrationen af forløb, der afslutter på tidspunkt. Afgangsraten til selvforsørgelse En anden måde at specificere fordelingen af på er ved hjælp af afgangsraten (også kaldet hazardfunktionen), der i det kontinuerte tilfælde defineres som: h = lim Pr < Den angiver til ethvert tidspunkt intensiteten, hvormed tilstanden forlades, givet at personen har været i tilstanden op til tidspunktet. I forhold til specialet angiver afgangsraten således intensiteten i afgangen fra dagpengeledighed til selvforsørgelse på tidspunkt, givet at personen har været ledig 51 Dvs., at der ikke må være systematik i, hvilke personer, der får ledighedsforløbet censoreret, når der er taget højde for de forklarende faktorer. Hvis processen i forhold til censorering og processen for afgang til selvforsørgelse er afhængige, kræver det, at de to processer modelleres simultant. Se f.eks. Kiefer (1988) og Jenkins (2005). 52 Udtrykket = < bruges ofte i forbindelse med varighedsanalyse frem for den sædvanlige definition: =.

67 6 Den empiriske strategi 61 op til det pågældende tidspunkt. For små værdier af er en lidt mere løselig tolkning, at h approksimerer sandsynligheden for, at en dagpengemodtager vil overgå fra ledighed til selvforsørgelse i tidsintervallet, +, givet at personen har været ledig op til tidspunkt. Ved brug af reglerne for betingede sandsynligheder kan ligning (6.1) omskrives, så afgangsraten er udtrykt ved fordelingsfunktionen og tæthedsfunktionen: Pr < + h = lim 1 = lim h = 1 = 6.2 Det sidste lighedstegn i (6.2) følger af definitionen: =1 = kaldes overlevelsesfunktionen og er en ofte anvendt funktion indenfor varighedsanalyse. I modsætning til fordelingsfunktionen giver overlevelsesfunktionen sandsynligheden for stadig at være i tilstanden på tidspunkt. Dvs., at i forhold til specialet giver sandsynligheden for, at en person stadig er ledig efter uger eller ækvivalent; at et forløb ikke er afsluttet indenfor de første uger fra ledighedsforløbets begyndelse. vil derfor altid være lig med 1 på tidspunktet for ledighedsforløbets påbegyndelse =0 og vil derefter gå mod nul, i takt med at stiger. Af sidste udtryk i ligning (6.2) fremgår det således, at afgangsraten på tidspunkt svarer til andelen af forløb, der var uafsluttede ved tidspunktets påbegyndelse, som afslutter på tidspunkt. Bemærk følgende sammenhæng mellem afgangsraten og overlevelsesfunktionen: ln = = 1 = = h Ved at integrere på begge sider og udnytte initialbetingelsen 0 =1 kan det udledes, at: =exp h =exp 6.3 hvor benævnes den integrerede hazardrate. Ligning (6.3) er central indenfor varighedsanalyse. Den viser, hvorledes overlevelsesfunktionen og dermed fordelingsfunktionen for varigheden i en tilstand, her arbejdsløshed for forsikrede ledige, kan beregnes ud fra de enkelte tidspunkters afgangsrate fra ledighed til selvforsørgelse.

68 6 Den empiriske strategi 62 Den forventede varighed af ledighedsperioden Det kan samtidig vises, jf. eksempelvis Lancaster (1990), at den forventede varighed i ledighed er givet ved: = = 6.4 Ligning (6.3) og (6.4) tydeliggør, at det er muligt at udlede information om den forventede varighed af ledighedsforløbene ved at opstille modeller med afgangsraten ud af ledighed som den afhængige variabel. Af (6.3) fremgår det, at jo større hver enkelt periodes afgangsrate til selvforsørgelse er frem til tidspunkt, jo mindre vil sandsynligheden være for ikke at have forladt ledigheden efter uger som ledig. Dette kan ved hjælp af (6.4) omsættes til, at jo større afgangsraten er til selvforsørgelse, jo kortere er den forventede længde af ledighedsperioden. Ovenstående udtryk i ligning (6.1) (6.4) kan generaliseres til at være betinget på forklarende variable såsom individspecifikke faktorer samt politikvariable, som omhandler rettidigheden af jobsamtalerne. Såfremt sidstnævnte variable har en positiv påvirkning på afgangsraten, indikerer det, at rettidigheden af jobsamtalerne gennemsnitligt lever op til det ønskede formål om at få de forsikrede ledige hurtigere i selvforsørgelse. For de unge under 30 år er det tilmed muligt at beregne påvirkningen på afgangsraten separat for de personer, der er omfattet af ungereformen, og for de, der ikke er omfattet heraf. Ved sammenligning af effekterne for de to grupper kan det undersøges, om rettidigheden i samtalerne har en anden påvirkning på afgangen til selvforsørgelse, når de ledige skal have afholdt første samtale to måneder tidligere i ledighedsforløbet end hidtil påkrævet. 6.3 Specificering af afgangsraten med en proportional hazard model En ting, der skal tages stilling til i forbindelse med varighedsanalyse, er, hvorledes afgangsraten præsenteret i forrige delafsnit skal specificeres i den økonometriske model, der anvendes i analyserne. Den mest simple tilgang til at estimere afgangsraten er ved hjælp af den ikkeparametriske Kaplan-Meier afgangsrate, som blev anvendt til deskriptiv statistik i afsnit 5.5. Et problem med denne tilgang er, at den antager, at alle personer har den samme fordeling for varigheden af ledighedsforløb. Den tager med andre ord ikke højde for, at der kan være systematiske forskelle mellem de ledige personers tilbøjelighed til at forlade ledigheden. For at kunne vurdere effekten af rettidigheden så præcist som muligt, er det vigtigt at specificere en model, der kan tage højde for effekten af andre faktorer, som tænkes at påvirke længden af ledighedsforløbet. Jeg antager derfor en proportional hazard (PH)-specifikation for afgangsraten, der som anført i f.eks. Kiefer (1988) og Cameron & Trivedi (2005) er en meget brugt tilgang, når der skal inkluderes forklarende variable. Med en PH-model antages det, at hazardraten (afgangsraten) er et produkt af to funktioner. Den ene kaldet baseline hazarden afhænger af varigheden i tilstanden,, mens den anden kaldet skaleringsfunktionen afhænger af vektoren af observerede, muligvis tidsvarierende faktorer, :

69 6 Den empiriske strategi 63 h =h, 6.5 Baseline hazarden, h, antages at være ikke-negativ og ens for alle personer. Den udtrykker det grundlæggende niveau for afgangsraten for de ledige, og hvordan denne afhænger af varigheden af ledighedsforløbet. Hvis ledige personer eksempelvis oplever, at sandsynligheden for at blive selvforsørget mindskes, jo længere tid de har været ledige, så er dette et udtryk for negativ varighedsafhængighed h <0. Modsat er der positiv varighedsafhængighed, hvis chancen for at blive selvforsørget stiger med ledighedens varighed h >0. Det bemærkes, at der typisk findes negativ varighedsafhængighed i forbindelse med ledighed. Den faldende afgangsrate i takt med længden af tiden som ledig kan bl.a. opstå som følge af stigmatisering, modløshed, reducering af arbejdsevnen og manglende akkumulation af humankapital for de ledige. 53 Baseline hazarden kan specificeres parametrisk ved at antage en (ikke-negativ) fordeling for varighedsafhængigheden. De typisk anvendte fordelinger adskiller sig ved, hvor fleksibel de tillader varighedsafhængigheden at være eller med andre ord, hvor stærke restriktioner de pålægger varighedsafhængigheden. Eksempelvis har Weibull-fordelingen, hvor varighedsafhængigheden enten kan være monotont stigende, faldende eller konstant over tid, ofte været anvendt. Hvilket af de tre tilfælde, der bedst beskriver data, estimeres med en fordelingsparameter i modellen. Som vist i f.eks. Meyer (1990) vil modellens resultater imidlertid afhænge af, at den valgte fordeling giver en god beskrivelse af den sande varighedsafhængighed i data. Det kan derfor medføre inkonsistente estimater, hvis der med den valgte fordeling indføres for restriktive antagelser omkring afgangsratens afhængighed af varigheden. For at minimere risikoen for forkerte koefficientestimater som følge af misspecifikation af modellen vælger jeg derfor en fleksibel specifikation for varighedsafhængigheden i form af en stykvis konstant funktion. Det betyder, at tiden, der måles fra et forløbs påbegyndelse, inddeles i intervaller. Baseline hazarden antages at være konstant indenfor det enkelte interval men tillades at variere mellem intervallerne. Jeg inddeler varigheden i tidsintervaller målt i uger og definerer et sæt af indikatorer,, der angiver det enkelte interval. 54 Baseline hazarden er så givet ved: h =exp, =1,, Jf. Dooley m.fl. (1996) er der indenfor den psykologiske litteratur generel enighed om, at den enkeltes psykologiske helbred og almene velbefindende forværres i takt med længden af ledighedsperioden. Dette suppleres i McFadyen & Thomas (1997) med, at faktorer som forringet motivation og evne til at løse problemer er medvirkende til, at især langvarigt ledige søger færre jobs for at undgå yderligere afvisninger og de negative følger, disse har på det psykologiske helbred. 54 Antallet af intervaller afhænger af analysegruppen, da gruppen af ledige over 30 år gennemsnitligt har længere ledighedsforløb end gruppen af personer under 30 år. Den konkrete specifikation ved hver analyse vil fremgå ved præsentationen af de estimerede resultater i afsnit 7.

70 6 Den empiriske strategi 64 hvor -parametrene estimeres simultant med de andre parametre i modellen. Parametrene er eksponentieret for at sikre h >0. Fordelen ved denne metode er, at den tillader en fleksibel varighedsafhængighed, hvor den overordnede udvikling i afhængigheden estimeres direkte fra data. Fleksibiliteten afhænger naturligvis af størrelsen af intervallerne, og såfremt intervallerne laves tilpas små kan den stykvis konstante funktion approksimere enhver fordeling. Det øger dog samtidig antallet af ekstra parametre, der skal estimeres i modellen, og der er således et tradeoff mellem øget fleksibilitet og tabet af efficiens med antallet af parametre, der skal estimeres. Datasættets størrelse spiller derfor en rolle i valget af den ikke-parametriske funktion. 55 Den anden del af den proportionale afgangsrate, skaleringsfunktionen,, er som nævnt en funktion af vektoren af observerede forklarende variable,, som alle antages at være eksogene i forhold til modellen. Vektoren indeholder variablenes tilhørende ukendte koefficienter, der skal estimeres i modellen. Generelt antages det om skaleringsfunktionen, at den ligesom baseline hazarden er ikke-negativ, eftersom afgangsraten pr. definition ikke kan antage negative værdier. Konkret vælger jeg den typisk anvendte specifikation, =exp, hvorved ligning (6.5) kan skrives som: h =h exp 6.7 hvor baseline hazarden er specificeret ved ligning (6.6). En fordel ved den eksponentielle specifikation er, at den sikrer en ikke-negativ hazardrate uden at pålægge restriktioner på (eller parametrene). En anden fordel er, at det giver en klar tolkning af koefficienterne til de forklarende variable, hvilket tydeliggøres i det følgende delafsnit Betydning og tolkning af de forklarende variable i PH-modellen Den multiplikative inklusion af de forklarende variable ved hjælp af skaleringsfunktionen betyder, som navnet på funktionen antyder, at de forskellige faktorer kan skalere baseline hazarden op eller ned og derved påvirke niveauet af afgangsraten. På den måde giver de forklarende variable mulighed for, at forsikrede ledige med forskellige karakteristika kan observeres med forskellige afgangsrater (hvorfor skaleringsfunktionen også kaldes den individspecifikke del af afgangsraten). Variablene har derimod ingen påvirkning på udviklingen i afgangsraten over tid, der alene bestemmes af baseline hazarden. De forklarende variables skalerende funktion af baseline hazarden kan illustreres ved at betragte hazardratioen på tidspunkt for to personer (eller to grupper af personer) med forskellige sæt af karakteristika givet ved og : h h =h exp h exp =exp En anden fordel ved den fleksible specifikation af baseline hazarden er, at modellen bliver mere robust med hensyn til uobserverbar heterogenitet. Dette punkt vender jeg tilbage til i afsnit

71 6 Den empiriske strategi 65 Hazardratioen måler den relative forskel i de to personers afgangsrater som følge af de absolutte forskelle i de forklarende variable. Såfremt de inkluderede variable er konstante over hele ledighedsperioden, vil forholdet (ratioen) mellem afgangsraterne være konstant for alle værdier af dvs., at der som følge af de forskellige værdier af de forklarende variable vil være et konstant proportionalt forhold mellem afgangsraterne under hele ledighedsforløbet, hvilket netop er den grundlæggende antagelse i PH-modellen, kaldet proportionalitetsantagelsen. Antag illustrativt, at og henholdsvis antager værdierne 1 og 0 for en indikatorvariabel, der repræsenterer to grupper af personer med forskellige karakteristika. Som eksempel kan nævnes gruppen af unge dagpengemodtagere i analysesamplet, hvor en indikatorvariabel antager værdien 1 for de unge, der er omfattet af ungereformen, og 0 for de unge, der ikke er omfattet af reformen. Hazardratioen eller tilsvarende, den proportionale forskydning af afgangsraten ved at være omfattet af ungereformen vil så (alt andet lige) være givet ved exp reform. Såfremt reform =0, vil ratioen være exp 0 =1, hvilket indikerer, at der ikke er nogen forskelle i afgangsraterne mellem de to grupper som følge af reformen. Hvis hazardratioen er større end 1, indikerer det, at unge omfattet af reformen til ethvert tidspunkt forlader ledigheden med en større intensitet end de unge, der ikke er omfattet af reformen. Reformen vil således bidrage til at reducere den forventede varighed af ledighedsperioderne, når der er kontrolleret for de øvrige forklarende faktorer i modellen. Modsat vil reformen have en negativ effekt på afgangen til selvforsørgelse, hvis hazardratioen er mindre end 1. Som det indirekte fremgår af ovenstående eksempel, kan retningen, hvormed en variabel påvirker afgangsraten, også tolkes ud af variablens koefficient. Dette kan illustreres ved at se på den partielle afledte af afgangsraten med hensyn til en given variabel,, der for nu antages at være konstant over ledighedsforløbet 56 : lnh = ln, = = 6.9 Af (6.9) fremgår det, at koefficienten er konstant og dermed kan tolkes som den konstante proportionale effekt på afgangsraten gennem hele ledighedsforløbet ved en absolut ændring i. En positiv koefficient er således ækvivalent til en hazardratio større end 1. Ud over at bestemme retningen af effekten giver den eksponentielle funktion også en nem mulighed for at beregne, hvor stor påvirkningen på afgangsraten er som følge af en ændring i en forklarende variabel. I tilfælde af en positiv koefficient i ovenstående reform-eksempel vil den procentvise ændring i afgangsraten som følge af at være omfattet af reformen være givet ved: 56 Bemærk, at der i præsentationen af den partielle afledte er udnyttet, at den proportionale hazardrate med den valgte specifikation h =h exp kan omskrives til formen: lnh =lnh +.

72 6 Den empiriske strategi 66 h, reform h, ikke-reform h, ikke-reform 100%= h exp + reform 1 100% h exp = exp reform 1 100% 6.10a Er koefficienten derimod negativ, findes den procentvise ændring ved: h, ikke-reform h, reform 100%= 1 exp h, ikke-reform reform 100% 6.10b Formel (6.10a) og (6.10b) anvendes ved præsentationen af resultaterne fra de empiriske analyser til at vurdere, hvor stor effekten af parametrene af interesse, jf. afsnit 6.5, er på afgangsraten til selvforsørgelse Specielt om tidsvarierende variable I ovenstående eksempler er det antaget, at variablene er konstante over hele ledighedsforløbet. Det er dog muligt også at inkludere tidsvarierende faktorer i modellen. Med tidsvarierende faktorer menes forklarende variable, som antager forskellige værdier undervejs i ledighedsforløbet. En indikatorvariabel, der skifter værdi fra 0 til 1, når en ledig modtager en samtale rettidigt, er et eksempel på en sådan variabel. I tilfældet med tidsvarierende variable vil proportionalitetsfaktoren ikke længere være konstant over hele ledighedsforløbet men derimod variere, eftersom den forklarende variabel netop antager forskellige værdier til forskellige tidspunkter. Inkorporering af tidsvarierende faktorer foregår på en måde tilsvarende konstruktionen af den stykvis konstante baseline. Tidsvariablen inddeles i intervaller, og de forklarende faktorer antages at være konstante i det enkelte interval men med mulighed for forskellige værdier på tværs af intervallerne. Det betyder, at de tidsvarierende faktorers overordnede påvirkning af afgangsraten kan variere over ledighedsforløbet, men at påvirkningen vil være konstant indenfor det enkelte tidsinterval. 6.4 Uobserverbar heterogenitet og mixed proportional hazard model Baggrunden for at inkludere de forklarende variable i den netop gennemgåede PH-model var at kontrollere for andre faktorer, som forventes at påvirke varigheden af ledighedsforløbet, for at få et så retvisende estimat som muligt på effekten af rettidigheden. I dette delafsnit beskrives, hvilke konsekvenser, det kan have for PH-modellens resultater, hvis de observerede variable ikke er tilstrækkelige til at indfange alle væsentlige forhold. I forlængelse heraf udvides PH-modellen til at inkludere uobserverede individuelle forskelle ved hjælp af en mixed proportional hazard (MPH) model.

73 6 Den empiriske strategi Konsekvenser af uobserverbar heterogenitet i PH-modellen Som argumenteret for i afsnit 5 er det et problem med det tilgængelige data til specialet, at den rige information om ledighedshistorikken desværre ikke suppleres af tilsvarende rig information om andre baggrundskarakteristika. Det øger risikoen for, at der er væsentlige faktorer til forklaring af den lediges muligheder for at forlade ledigheden, som der ikke er taget højde for i modellen. I afsnit 5 nævnte jeg forhold som tidligere ledigheds- og sygdomshistorik, erhvervserfaring, størrelsen af indkomstkompensationen som ledig samt børn som mulige vigtige faktorer, der mangler at blive medtaget i modellen. Hvis det er tilfældet, at der er uobserverede individspecifikke faktorer, som er med til at forklare den enkeltes ophold i ledigheden, betyder det, at fordelingen af varigheden i ledighed ikke er ens for personerne i analysesamplet, selvom der er kontrolleret for de observerede forklarende variable. Med andre ord kan personer med samme observerede karakteristika og dermed samme forventede varighed af ledighedsforløbet observeres med forskellige afslutningstidspunkter. Der kan være andre årsager end de nævnt i afsnit 5. Det kan f.eks. tænkes, at en person eller et par står for at investere i en ny bolig og derfor yder en ekstra indsats for at komme i beskæftigelse for at kunne betale de månedlige afdrag. En anden mulighed er, at en person midlertidigt mister overskuddet og gejsten til at søge nyt job efter et opbrud i parforholdet. Begge dele er eksempler på faktorer, som påvirker den lediges intensitet i at forlade ledigheden, men som ikke er observeret i data. Mange af disse hændelsespåvirkninger kan imidlertid tænkes at udligne hinanden og dermed ikke spille den store rolle for de estimerede koefficienter i PH-modellen. Der er dog grund til at være bekymret, hvis der er systematiske forklarende faktorer, der ikke er taget højde for. Som vist i f.eks. Lancaster (1990) og Jenkins (2005) er konsekvenserne ved fejlagtigt at undlade at tage højde herfor et negativt bias af den estimerede varighedsafhængighed samt et bias mod nul af de øvrige koefficientestimater. Dertil kommer, at koefficienterne mister deres proportionale tolkning, da effekterne vil aftage over tid. Den nedadgående bias i den estimerede varighedsafhængighed kan illustreres ved et eksempel. Antag, at der findes to typer af personer i befolkningen, som er ligeligt repræsenteret ved starten af ledighedsperioden: en gruppe, der har stor motivation for at blive selvforsørget, er meget udadvendte og er gode til at sælge sig selv (gruppe 1), og en gruppe, der modsat har lav motivation og dårlig evne til at præsentere sig selv (gruppe 2). Personer fra gruppe 1 vil generelt kunne forventes at have en højere afgangsrate end personer fra gruppe 2, men karakteristikaene er ikke umiddelbart observerbare og vil derfor figurere som uobserveret heterogenitet. Antag nu, at hver gruppes afgangsrate er konstant over hele forløbet, hvor raten for gruppe 1 er større end raten for gruppe 2. Efter den første uge vil en større andel af personer fra gruppe 1 have forladt ledigheden end fra gruppe 2. Resultatet er, at sammensætningen af personerne fra de to grupper blandt de tilbageværende ledige har ændret sig, så der nu er en større repræsentation af gruppe 2-personer i

74 6 Den empiriske strategi 68 forhold til personer fra gruppe 1. Den gennemsnitlige varighed i ledighed for den tilbageværende gruppe vil derfor være længere, end den var for den oprindelige gruppe i første periode. Da mønsteret med ændret sammensætning af den tilbageværende gruppe af ledige fortsætter for hver efterfølgende uge, vil der gradvist ske et fald i den observerede afgang fra ledighed, selvom gruppernes individuelle afgangsrater er konstante. Effekten af den uobserverbare heterogenitet vil derfor kunne forveksles med negativ varighedsafhængighed. Er der ægte negativ varighedsafhængighed, betyder det, at den uobserverbare heterogenitet vil medføre en forværring heraf, så den virker mere negativ, end det reelt er tilfældet. Hvis der er positiv varighedsafhængighed, vil denne blive reduceret, så den ser mindre positiv ud, end hvad den egentlig er. Denne effekt af uobserverbar heterogenitet er blevet kaldt en selektions eller frasorterings effekt Korrektion med mixed proportional hazard model Det er muligt at specificere varighedsmodellen, så der korrigeres for eventuelle uobserverbare individuelle forskelle, ved at anvende en såkaldt mixed proportional hazard (MPH) model. 58 I MPHmodellen antages det, at de individuelle forskelle i fordelingen af varigheden kan karakteriseres ved vektoren af de observerede forklarende variable, (samme som i PH modellen) samt uobserverbare individuelle faktorer,. De uobserverbare faktorer antages at påvirke hazarden multiplikativt, dvs. at de skalerer hazardraten fra PH-modellen: h, =h exp, > Det antages yderligere, at de uobserverbare variable er konstante over tid for den enkelte person, og at der ingen afhængighed er mellem og. 59 Den uobserverede heterogenitet inkorporeres således i modellen som en såkaldt random effekt, idet det også antages, at de uobserverede effekter kan beskrives ved en given fordeling,, som kaldes mixture fordelingen. Jeg vælger at specificere mixture fordelingen parametrisk ved hjælp af den ofte brugte gammafordeling. 60 Af hensyn til identifikation normaliseres middelværdien af fordelingen til 1. Personer med >1 er således de personer, der har en større sandsynlighed for at forlade ledigheden af årsager, de observerede variable ikke kan forklare. Modsat er personer med <1 de, der af uforklarede grunde har større risiko for at blive længere tid i ledigheden. Ud over den normaliserede middelværdi 57 Se f.eks. Jenkins (2005) for en tilsvarende intuitiv forklaring af den uobserverbare heterogenitets påvirkning på koefficientestimaterne (den intuitive forklaring i Jenkins (2005) kommer i umiddelbar forlængelse af et matematisk bevis for selv samme bias). 58 Se bl.a. Van den Berg (2001) for en uddybende gennemgang af MPH-modellen. 59 Antagelsen om ingen afhængighed mellem den uobserverbare og observerbare heterogenitet er relativt streng, og det kan diskuteres, hvorvidt den forventes at være opfyldt. Ikke desto mindre er den hyppigt anvendt i litteraturen. Et eksempel på en metode, som slækker på denne antagelse, er den såkaldte timing-ofevents metode. Denne vil kort blive omtalt i afsnit En anden kontinuert fordeling, der også har været anvendt i litteraturen om end knap så ofte, er den inverse Gauss-fordeling.

75 6 Den empiriske strategi 69 antages fordelingen at have en endelig varians, som estimeres i modellen sammen med de øvrige parametre. Betydningen af valget af mixture fordeling har længe været debatteret i litteraturen. F.eks. anførte Heckman & Singer (1984), at parameterestimaterne i varighedsmodellen var følsomme overfor valget af (en typisk arbitrært valgt) mixture fordeling, og de foreslog derfor brugen af en ikkeparametrisk maximum likelihood estimator, som svarer til en diskret fordeling med et endeligt (ofte få) antal støttepunkter. Fordelen ved denne specifikation er, at de observerede personer inddeles i nogle latente grupper på baggrund af deres uobserverbare forskelle med en given sandsynlighed, som estimeres ud fra data. En ulempe er dog, at metoden kan være beregningsmæssigt tung og ofte give problemer i form af flere lokale maksima i estimeringen. Andre har senere argumenteret for, at resultaterne i Heckman & Singer (1984) skyldtes en for streng/forkert antagelse om varighedsafhængigheden i form af Weibull-fordelingen. F.eks. viser resultater fra Dolton & van der Klaauw (1995), at indførelse af uobserverbar heterogenitet ikke har nogen effekt på koefficienterne til de forklarende variable, hvis der er anvendt en fleksibel baseline hazard. Dette er ifølge Dolton & van der Klaauw (1995) tilfældet, uanset om der anvendes en kontinuert gamma fordeling eller en diskret fordeling for den uobserverbare heterogenitet som foreslået i Heckman & Singer (1984). Derimod finder de, at inkluderingen af de uobserverbare faktorer har stor betydning, hvis der i stedet anvendes en Weibull-specifikation for varighedsafhængigheden. Det er derfor min vurdering, at valget af gamma fordelingen til dette speciale ikke giver anledning til usikre estimater, grundet den fleksible specifikation af varighedsafhængigheden. Det skal erindres, at der for flere af personerne i analysesamplet observeres mere end et forløb pr. person (jf. afsnit 5). Det er med til at styrke identifikationen af mulige uobserverede forskelle men betyder samtidig, at forløb for den samme person er korreleret, da jeg antager, at de latente faktorer er individspecifikke og ikke specifikke i forhold til det enkelte forløb. For at tage højde for denne sammenhæng specificeres modellen som en såkaldt shared frailty model. Det betyder, at den inkluderede stokastiske variabel antages at være ens for ledighedsforløb for den samme person, men kan variere mellem personerne i data. Jf. Cleves m.fl. (2008) måler variansen på således variabiliteten af den uobserverede heterogenitet mellem de ledige personer i analysesamplet og ikke mellem de enkelte forløb. For at afgøre om uobserverbare forskelle spiller en væsentlig rolle, anvendes efter estimering af modellen en likelihood ratio test, som tester signifikansen af den estimerede varians på heterogeniteten. 61 Hvis koefficienten er signifikant, tyder det på, at der er signifikant variation mellem de uobserverede faktorer for de ledige, og at det dermed er vigtigt at kontrollere herfor. Er koeffi- 61 Bemærk, at det ikke er den sædvanlige likelihood ratio test men en såkaldt boundary test, der tager højde for, at variansen er restringeret til ikke at være negativ, jf. Gutierrez m.fl. (2001).

76 6 Den empiriske strategi 70 cienten derimod insignifikant, indikerer det, at latente forskelle ikke spiller nogen betydelig rolle, og PH-modellens resultater burde derfor være pålidelige, hvad det angår. 6.5 Parametrene af interesse Efter nu at have præsenteret begge de typer modeller, jeg anvender i de empiriske analyser, gives her en mere uddybende beskrivelse af de hovedvariable, der inkluderes i modellerne for at kunne sige noget om effekten af rettidigheden i samtalerne med de forsikrede ledige. I forlængelse heraf diskuteres, hvilke mulige problemer, variablene kan have i forhold til at måle de ønskede effekter retvisende i de valgte modeller, samt mulige metoder til at tage højde for de nævnte problemer Hovedvariablene i analyserne Samtalevariablene For at undersøge, om dét at få jobsamtaler rettidigt giver en anden gennemsnitlig effekt på afgangsraten ud af ledighed, end hvis samtalerne ikke afholdes til tiden, definerer jeg to tidsvarierende indikatorvariable,, og,. Variablene er indikatorer for modtagelse af henholdsvis rettidige og ikke-rettidige jobsamtaler, og de inkluderes begge i modellen som forklarende variable sammen med det øvrige sæt af variable præsenteret i afsnit Den første indikator,,, antager værdien 1, hvis den ledige har modtaget en rettidig samtale indenfor de seneste 14 uger, og 0 ellers. Den anden indikator,,, antager tilsvarende værdien 1, hvis den ledige har modtaget en ikkerettidig samtale indenfor de seneste 14 uger, og 0 ellers. Det tillades dermed, at såvel de rettidige som ikke-rettidige samtaler kan have en effekt i ugen, hvor de afholdes, samt de efterfølgende 13 uger, som svarer til tiden, der må gå, inden en ny samtale skal finde sted. Bemærk, at kun én af de to indikatorer kan antage værdien 1 på tidspunkt. Dermed antages det, at effekten af én samtale ophører, hvis en ny samtale afholdes. 63 Afgangsraten til selvforsørgelse udtrykt ved ligning (6.7) i PH-modellen kan nu skrives som 64 : h,,,, =h exp +, +, 6.12 Koefficienterne og måler de gennemsnitlige proportionale effekter på afgangsraten fra ledighed til selvforsørgelse af at modtage henholdsvis rettidige og ikke-rettidige samtaler i forhold til 62 Det antages således, at det er eksogent givet, hvem der får samtalerne rettidigt, og hvem der ikke får dem rettidigt. Det kan diskuteres, hvorvidt denne antagelse forventes at være opfyldt, og den vil derfor blive yderligere behandlet i afsnit Der kan argumenteres for dette valg ved at antage, at den ledige tilpasser sin søgeadfærd ud fra den sidste nye information, og at effekten af den sidst afholdte samtale derfor dominerer effekten af en eventuelt tidligere afholdt samtale med hensyn til at påvirke den lediges videre søgestrategi. 64 Afgangsraten vil naturligvis være tilsvarende for MPH-modellen med den eneste forskel, at MPH-modellen også indeholder variablen for de uobserverbare effekter, (jf. ligning (6.11)).

77 6 Den empiriske strategi 71 ikke at have modtaget samtaler indenfor de seneste 14 uger. 65 Da samtalerne indholdsmæssigt skal leve op til de samme lovgivningsmæssige krav, antager jeg, at effekterne af selve samtalerne gennemsnitligt er ens, uanset om de er afholdt til tiden eller ej. Eventuelle forskelle i og vil således kunne tilskrives, hvorvidt samtalen har været afholdt rettidigt eller ikke-rettidigt. Ved at sammenholde de to koefficienter kan det dermed undersøges, om samtaler, der afholdes rettidigt, har en mere gavnlig effekt for afgangsraten end samtaler, der ikke afholdes indenfor lovgivningens fastsatte tidsrammer. Bemærk, at ved kun at definere, og, gøres der i analysen ikke noget forsøg på at modellere eventuelle motivationseffekter. Disse ville komme til udtryk ved, at afgangsraten ud af ledighed steg i perioden op til, at en samtale skulle afholdes. De fremkomne resultater skal tolkes med dette in mente. Resultaterne fra Kjærsgaard m.fl. (2010) indikerer, at effekten af samtaler varierer over tid. I en supplerende analyse vil jeg derfor tillade, at effekterne af samtalerne kan variere indenfor de 14 uger fra samtalernes afholdelse frem for at være konstant over alle tre måneder. For såvel de rettidige som de ikke-rettidige samtaler defineres en indikatorvariabel for de første 0-4 uger, hvor uge 0 er ugen for modtagelse af samtalen, og en anden indikatorvariabel for uge På den måde kan det undersøges, om effekterne af de rettidige og ikke-rettidige samtaler er forskellig i den første måned efter afholdelsen af samtalen i forhold til de efterfølgende to måneder. Det kan samtidig undersøges, om effekterne varierer forskelligt over tid for de to grupper af samtaler. Den beskrivende statistik i afsnit 5 viste, at mænd og kvinder blev påvirket forskelligt af konjunkturudviklingen i analyseperioden. Samtidig har tidligere undersøgelser ofte fundet forskellige effekter for mænd og kvinder. Specialets empiriske analyser opdeles derfor efter køn. Ungereform Analyserne opdeles også på ledige over 30 år og ledige under 30 år, da der generelt er andre regler for de unge. Dertil kommer, at reformen af ungereglerne blev indført i observationsperioden. Implementeringsreglerne betød, at det udelukkende var starttidspunktet for personens dagpengeperiode, der afgjorde, om personen blev omfattet af de nye intensiverede krav eller ej. Fordelingen af de unge på reform og ikke-reform regler kan dermed ses som tilfældig, såfremt de unge ikke aktivt påvirkede starttidspunktet for deres dagpengeperiode på grund af indførelsen af de nye regler. Det vurderes ikke særligt sandsynligt, at det skulle være tilfældet. Reformens kvasi-eksperimentelle natur giver således eksogen variation i tidspunktet for modtagelse af de aktive arbejdsmarkedspolitikker. Denne variation udnyttes i analyserne for de forsikrede ledige under 30 år til at identificere den kausale effekt på afgangsraten til selvforsørgelse af at være forsikret ledig i et regime med 65 Jf. afsnit så er effekterne ikke proportionale i den forstand, at de giver konstante forskydninger i hele ledighedsforløbet grundet den tidsvarierende natur af indikatorvariablene. Med proportional menes der her, at effekten af de rettidige og ikke-rettidige samtaler giver en mulig proportional forskydning af afgangsraten i de perioder, hvor den respektive indikator antager værdien 1.

78 6 Den empiriske strategi 72 fremrykket indsats i forhold til at være forsikret ledig i regimet med den oprindelige indsats. Dette gøres ved i analyserne for de unge mænd og kvinder at inkludere en indikatorvariabel for at være omfattet af reformen og dermed den fremrykkede indsats. Reformindikatoren antager værdien 1 for de forløb, der er omfattet af de nye regler, og 0 ellers. Koefficienten til denne variabel kan således give en indikation af, om der er systematiske forskelle i afgangsraterne for de, der er omfattet af de intensiverede regler, sammenlignet med de, der er omfattet af de mindre intensive regler, når der er kontrolleret for de andre forklarende variable. Den beskrivende statistik for henholdsvis reform og ikke-reform grupperne i afsnit 5 viste imidlertid, at der var signifikante forskelle mellem grupperne, hvorfor det er vigtigt at kontrollere for disse forskelle. Det er her værd at bemærke, at de unge omfattet af de intensive regler i overvejende grad indplaceres i dagpengesystemet senere end de unge, der ikke er omfattet af de intensive regler (som en naturlig følge af, at alle forløb forud for 1. august 2009 skulle behandles efter de eksisterende regler). Da der var en væsentlig konjunkturmæssig udvikling over analyseperioden, er det især vigtigt at kontrollere herfor for at undgå, at reformindikatoren afspejler de forskellige forhold, der gjorde sig gældende for hovedparterne af de to ungegrupper. De inkluderede månedsog årsindikatorer antages netop at kontrollere for dette og endvidere opfange eventuelle sæsonbetingede kompositionseffekter blandt de ledige samt eventuelle effekter af andre tiltag undervejs i observationsperioden. De sæsonbetingede kompositionseffekter kan opstå, hvis gruppen, der blev ledig senere i perioden, har en anden sammensætning af gode og dårlige karakteristika med hensyn til at forlade ledigheden, end hvad gruppen, der blev ledig i starten af perioden, havde. Endvidere skal det bemærkes, at reformindikatoren ikke siger noget om, om personer omfattet af de nye regler rent faktisk også fik en behandling, der levede op til de nye krav. Den udpeger kun de ledige, der burde behandles efter de nye regler. Koefficienten til indikatoren kan derfor tolkes som en slags intention to treat effekt, som således også kan indeholde eventuelle motivationseffekter af selve udsigten til at skulle indgå i et mere intensivt forløb. Med det menes, at nogle ledige muligvis ikke når at modtage behandlingen (samtaler, overvågning og aktivering), da de på forhånd har ydet en ekstra indsats for at forlade ledigheden og dermed undgå de fremrykkede krav. For at kunne sige noget mere om betydningen af rettidigheden af samtalerne under de to regimer, estimeres også modeller separat for henholdsvis unge mænd og kvinder såvel omfattet af reformen som ikke omfattet af reformen. På den måde fås en indikation af, om de rettidige og ikkerettidige samtaler har en anderledes påvirkning på afgangsraten ud af ledighed under de nye regler end under de tidligere regler. Med andre ord: hvorvidt den (påkrævede) tidligere kontakt med jobcentret har en positiv påvirkning på afgangsraten til selvforsørgelse Mulig endogenitet Validiteten af resultaterne fra de anvendte modeller afhænger naturligvis af, at antagelserne bag modellerne er opfyldt. Et kritisk punkt, der allerede er omtalt, er tilstedeværelsen af

79 6 Den empiriske strategi 73 uobserverbar heterogenitet, som vil medføre inkonsistente estimater for PH-modellen. I den forbindelse blev der argumenteret for, at der kan kontrolleres for de uobserverbare forskelle, der er konstante over tid, givet at en MPH-specifikation af afgangsraten er identificeret og givet et passende valg af mixture fordeling. En central antagelse i denne forbindelse var imidlertid også, at de observerede variable er eksogene, hvilket vil sige, at de hverken er korreleret med de uobserverbare faktorer eller fremtidige værdier for varigheden. Det er denne antagelse, der vil blive diskuteret i det følgende med fokus på hovedparametrene af interesse præsenteret ovenfor. Som nævnt i Van den Berg (2001) er der risiko for endogenitet af de tidsvarierende variable, hvis f.eks. en ledig person på tidspunkt kender en fremtidig startdato for et nyt job, og denne viden påvirker personens adfærd og dermed værdien af de observerede variable samt afgangsraten på det pågældende tidspunkt. Jeg finder det imidlertid rimeligt at antage, at viden om en fremtidig startdato ikke vil påvirke, hvorvidt en samtale afholdes rettidigt eller ej, men i højere grad kunne påvirke, hvorvidt en samtale overhovedet afholdes eller ej. Da det er den relative effekt mellem de rettidige og ikke-rettidige samtaler, der er hovedfokus i dette speciale, vurderer jeg derfor, at det ikke vil have væsentlig betydning for de ønskede resultater. Et andet problem er, hvis der er selektion i, hvilke ledige, der får samtaler rettidigt, og hvilke ledige, der får dem for sent. Der kan være forskellige årsager til, at en samtale er afholdt rettidigt eller ej. F.eks. kan tællereglerne beskrevet i afsnit betyde, at personer, som har et ledighedsforløb i forlængelse af en barsel med modtagelse af barselsdagpenge, ved ledighedens påbegyndelse allerede har overskredet faldugen for samtalen. Dette følger af, at uger med barselsdagpenge indgår i optællingen af, hvornår samtalen senest skal afholdes. Overskridelse af tidspunktet, hvor samtalen senest skulle være afholdt, kan også skyldes den administrative behandling fra jobcentrets side, idet jobcentret enten får indkaldt eller afholdt samtalen for sent. Og så kan årsagen til, at en samtale afholdes for sent, selvfølgelig også være, at den ledige udeblev fra samtalen, da den oprindeligt skulle afholdes enten med gyldig grund, f.eks. på grund af sygdom, eller fordi personen valgte at blive væk uden nogen reel grund. 66 Som tidligere nævnt giver tilfældige eller enkeltstående hændelser ingen problemer for de anvendte modeller, men det er et problem, hvis der er systematiske forhold, der påvirker processen for samtaleafholdelsen og samtidig påvirker processen for at forlade ledigheden. Hvis det eksempelvis typisk er personer, der er dårligere stillet i forhold til at forlade ledigheden, som får samtalerne afholdt for sent, så vil den estimerede effekt af 66 F.eks. viser en undersøgelse på kontanthjælpsområdet af ca. 300 sager med uopfyldt rettidighed ved jobsamtaler eller aktiveringstilbud, at årsagen til den manglende rettidighed af samtalerne i 39 procent af tilfældene var, at borgeren ikke var blevet indkaldt til samtalen. 28 procent af tilfældene skyldtes, at samtalen var blevet afholdt for sent, og kun i syv procent af tilfældene var udeblivelse fra borgernes side årsag til den manglende rettidighed. Fejlregistreringer af samtalerne stod for 18 procent og de resterende otte procent fordeler sig på aflyste samtaler, fritagelser for kontaktforløb samt midlertidige sygemeldinger (jf. Mploy og Beskæftigelsesregion Hovedstaden & Sjælland, 2010). Det er ikke givet, at denne fordeling kan overføres på indsatsen for de forsikrede ledige, men det giver en indikation af de forskellige årsager, der kan være til den manglende rettidighed.

80 6 Den empiriske strategi 74 de ikke-rettidige samtaler være mindre (enten mindre positiv eller mere negativ) end den reelle effekt, og effekten af de rettidige samtaler vil være overvurderet. Dette kunne f.eks. ske, hvis det hovedsagligt er ledige med stor motivation og dermed stor søgeindsats for at komme i beskæftigelse, som møder op til samtalerne, mens ledige med dårligere motivation i højere grad udebliver, så samtalen afholdes for sent. Modsatte resultater vil kunne fås, hvis personer med gode muligheder for at forlade ledigheden oftere udebliver, så samtalen afholdes for sent, mens personer med ringere muligheder i højere grad møder op, så samtalen afholdes til tiden. Denne fordeling kunne skyldes, at de stærke ledige vurderer udbyttet af samtalen til at være meget lille, mens de svagere ledige forventer at kunne blive hjulpet via samtalerne. Tilsvarende effekter vil kunne ses, hvis jobcentrene har en prioritering af, hvilken type ledig de primært sørger for at få indkaldt og afholdt samtalerne med rettidigt. Der kan til en vis grad argumenteres for, at de mange forskellige årsager til potentiel selektionsbias muligvis opvejer hinanden, men såfremt der er en dominerende selektionsbias tilstede, som der ikke tages højde for, vil resultaterne kunne være biased Metoder til at korrigere for selektionsbias Det er muligt at kontrollere for den omtalte selektionsskævhed ved at estimere selve selektionsprocessen ind i rettidige og ikke-rettidige samtaler simultant med processen ud af ledighed. Estimering af selektionsprocessen kan f.eks. ske ved brug af binære responsmodeller såsom en logit eller probit model, hvor den afhængige variabel antager værdien 1, hvis den ledige har modtaget behandlingen, og 0 ellers. For at sikre identifikation af modellen i denne forbindelse pålægges ofte eksklusionsrestriktioner, hvilket vil sige, at data som minimum skal indeholde én variabel, der kan bruges til at forklare selektionsprocessen ind i behandlingen, men som ikke påvirker udfaldet af interesse på andre måder end gennem behandlingen. Denne tilgang har eksempelvis været brugt af Jensen m.fl. (2003). Det er imidlertid ikke oplagt, hvordan denne tilgang kan anvendes i specialet, da den samme person både kan have modtaget rettidige og ikke-rettidige samtaler. En mulighed ville være, at analysesamplet skulle restringeres til at indeholde ledighedsforløb, hvor der kun er afholdt én samtale, og hvor der så kunne skelnes mellem, om den har været afholdt rettidigt eller ej. En anden mulighed kunne være kun at se på den første samtale i forløbene. Begge tilfælde vil betyde, at informationen fra de efterfølgende samtaler ikke udnyttes. Samtidig har metoden været kritiseret af bl.a. Abbring & Van den Berg (2003), som anfører, at det er svært at retfærdiggøre eksklusionsrestriktioner. Argumentet er, at information, der eventuelt vil kunne bruges til at forudsige processen omkring samtaleafholdelsen, ofte vil være observerbar for personerne i analysen, hvis den er observerbar for undersøgeren. De ledige vil derfor kunne have taget højde for denne information, da de fastsatte deres optimale søgestrategi. Da den valgte strategi påvirker afgangsraten ud af ledighed, vil informationen dermed miste sin troværdighed som instrument.

81 6 Den empiriske strategi 75 En alternativ tilgang er brugen af den såkaldte timing-of-events metode fra netop Abbring & Van den Berg (2003). Med denne metode modelleres processen ind i samtaler og processen ud af ledighed simultant som mixed proportionale hazard modeller. Den afhængige variabel i modellen for samtaleprocessen vil så være tiden i ledighed, indtil personen får en samtale. Ved at specificere denne model som en såkaldt competing risks model vil der kunne tages højde for, at en given samtale kan være rettidig eller ikke-rettidig. 67 Processerne tillades at være afhængige gennem en mulig treatment effekt af samtalerne på afgangsraten ud af ledighed samt korrelation mellem processernes uobserverbare faktorer. Det er gennem disse sidstnævnte korrelationer, at der kontrolleres for selektionseffekterne ind i rettidige og ikke-rettidige samtaler. Den intuitive forklaring er, at metoden udnytter variationen i tiden, indtil en samtale afholdes, og tiden, indtil ledigheden forlades, betinget på de observerede variable, til at bestemme fordelingen af den uobserverbare heterogenitet. Fordelen er dermed, at der ikke er behov for eksklusionsrestriktioner, samtidig med at der tillades for selektion på observerbare såvel som uobserverbare faktorer. Givet en antagelse om, at realiserede tidspunkter for varigheden, indtil en samtale afholdes, først påvirker afgangsraten ud af ledighed fra det tidspunkt, hvor samtalen er afholdt, samt at de ledige ikke på forhånd kender det præcise tidspunkt for modtagelse af en rettidig/ikke-rettidig samtale, vil de kausale effekter af henholdsvis rettidige og ikke-rettidige samtaler på afgangsraten til selvforsørgelse kunne bestemmes. Denne tilgang er imidlertid uden for rammerne af dette speciale og overlades derfor til senere undersøgelser Estimering med maximum likelihood Alle modellerne, der anvendes i specialets empiriske analyse af rettidighedens effekt på afgangsraten fra ledighed, estimeres med maximum likelihood. Kort fortalt er ideen bag maximum likelihood-metoden at finde de parameterestimater, der maksimerer sandsynligheden (likelihoodværdien) for at observere det anvendte datasæt. En fordel ved at bruge maksimum likelihood er, at der kan tages højde for censorerede forløb, hvilket fremgår af de nedenstående likelihoodfunktioner. Den første likelihoodfunktion, der præsenteres, er for PH-modellen, og derefter beskrives, hvordan funktionen tilpasses til at tage højde for den uobserverede heterogenitet i MPH-modellen. Det individuelle bidrag til likelihoodfunktionen betinget på de observerede faktorer er for en person med ledighedsforløb givet ved: Competing risks modeller anvendes, når der ønskes at tage højde for, at der er flere mulige afslutningsårsager. I dette tilfælde vil rettidige og ikke-rettidige samtaler kunne anses for at være to forskellige afslutningsårsager for varigheden i ledighed, indtil en samtale afholdes. 68 Se evt. Kjærsgaard m.fl. (2010) der som omtalt i afsnit anvender metoden til at undersøge effekterne af samtaler. De skelner dog ikke mellem, om samtalerne er afholdt rettidigt eller ej. 69 antages her af notationsmæssige hensyn at indeholde alle observerede forklarende variable til de enkelte analyser, dvs. inklusiv de respektive analysers samtale- og reformvariable.

82 6 Den empiriske strategi 76 = 6.13 hvor =min,, og er en censoreringsindikator, der antager værdien 1 for afsluttede forløb og værdien 0 for censorerede forløb. Første led på højresiden af (6.13) er bidraget fra det enkelte forløb, hvis det er afsluttet med en afgang til selvforsørgelse, og andet led er bidraget fra forløbet, hvis det er højrecensoreret. I sidstnævnte tilfælde bidrager forløbet således med informationen om, at det har varet uger på tidspunktet for censoreringen. Ved at udnytte sammenhængen fra ligning (6.2) og (6.3) kan (6.13) omskrives til at være udtrykt ved afgangsraten: = h exp h 6.14 Ud fra (6.14) ses det, at alle forløbene bidrager med informationen om, at de har været uafsluttede indtil tidspunktet, hvor forløbet enten censoreres eller afslutter, og at afsluttede forløb derudover bidrager med afgangsraten til selvforsørgelse. Den samlede likelihoodfunktion L for de uafhængige personer i analysen, der ønskes maksimeret med hensyn til koefficienterne i modellen, er dermed givet ved: L= 6.15 Angående MPH-modellen så er det ikke muligt at beregne likelihoodfunktionen betinget på den observerbare og uobserverbare heterogenitet, da den individuelle uobserverbare del netop ikke er kendt. Her kommer specifikationen som en random effekt til hjælp, da det med den antagede mixture fordeling er muligt at integrere over heterogeniteten og dermed få likelihoodfunktionen udtrykt alene ved de observerbare faktorer. Med udgangspunkt i (6.14) bliver det individuelle bidrag i tilfældet med uobserverbar heterogenitet i modellen:, = h, exp h, 6.16 Den samlede likelihood, der skal maksimeres i MPH-modellen, er så tilsvarende PH-modellen specificeret som: L =, 6.17 Likelihoodfunktionerne afslutter dermed opstillingen af de modeller, der anvendes til den empiriske analyse, hvis resultater præsenteres og diskuteres i næste afsnit.

83 7 Resultater fra den empiriske analyse 77 7 Resultater fra den empiriske analyse I det følgende præsenteres og diskuteres resultaterne fra den empiriske analyse af effekten af rettidigheden af jobsamtaler på afgangsraten til selvforsørgelse for forsikrede ledige. 70 Først gennemgås resultaterne fra modellen, hvor de rettidige og ikke-rettidige samtaler antages at have en konstant effekt i tre måneder efter, at samtalen er afholdt. Derefter følger resultaterne fra modellen, hvor effekten af samtalerne tillades at være forskellig i den første måned efter afholdelsen af samtalen i forhold til den anden og tredje måned efter afholdelsen. I begge tilfælde præsenteres først resultaterne for mænd under 30 år, dernæst resultaterne for kvinder under 30 år og afslutningsvis resultaterne for personer over 30 år. I alle modellerne er der anvendt en tilpasset version af kontrolvariablene for henholdsvis deltagelse i og afsluttet deltagelse i aktivering, således at der kun indgår variable for uddannelsesaktivering og andre programmer. Årsagen hertil er, at der i data er for lidt information til pålideligt at kunne estimere separate effekter for privat og offentlig jobtræning med løntilskud. De er derfor inkluderet i andre programmer i estimeringerne. I alle tabeller vises de forklarende variables estimerede -koefficienter frem for hazardratioer (eksponentierede koefficienter), jf. afsnit Som beskrevet i afsnit 6 er effekterne estimeret ved hjælp af først en PH-model og efterfølgende en MPH-model. Formålet med estimering af MPH-modellen er at undersøge, om der er betydelig uobserverbar heterogenitet, som er ukorreleret med de forklarende variable, og i så fald korrigere herfor, eftersom den uobserverbare heterogenitet kan medføre en skævvridning af resultaterne fra PH-modellen. I samtlige af de specificerede MPH-modeller er variansen på den uobserverbare heterogenitet imidlertid estimeret til at være meget tæt på nul, og de tilhørende likelihood ratio teststatistikker for en heterogenitetsvarians forskellig fra nul er alle yderst insignifikante. Det indikerer, at der ikke er uobserverbare forskelle af betydning, som påvirker resultaterne. De estimerede parameterværdier fra MPH-modellerne er også stort set identiske med de estimerede værdier fra PH-modellerne. 71 I det følgende har jeg derfor valgt udelukkende at præsentere resultaterne fra PH-modellerne, da de er mere efficiente end resultaterne fra MPH-modellerne, når den uobserverbare heterogenitet er negligerbar. For at illustrere, hvor meget resultaterne fra de to modeltyper ligner hinanden, er modellernes estimerede koefficienter for hovedvariablene af interesse, jf. afsnit 6.5.1, samlet i appendiks H for alle analysegrupperne. 70 Alle analyser er udført ved hjælp af statistikprogrammet Stata, version De enslydende resultater fastholdes tilmed for alternative specifikationer af baseline hazarden og anvendelse af den inverse Gauss-fordeling som mixture fordeling i MPH-modellerne frem for den valgte Gamma-fordeling (disse alternative specifikationer er af pladshensyn ikke medtaget i specialet).

84 7 Resultater fra den empiriske analyse Effekterne af rettidige og ikke-rettidige samtaler på afgangsraten fra ledighed I de følgende tre delafsnit, hvor resultater fra modellen med konstant effekt af samtalerne præsenteres, vises tabeller med det fulde sæt af parameterestimater for de respektive analysegrupper. For hvert delafsnit vil der i den forbindelse kort blive kommenteret på effekterne af de inkluderede kontrolvariable, men hovedfokus i tolkningen af resultaterne vil være på effekterne af variablene af interesse dvs. de, der siger noget om effekten af rettidigheden af samtalerne Resultater for mænd under 30 år For nemt at kunne sammenholde effekten af rettidige og ikke-rettidige samtaler for forløbene omfattet af reformen og for forløbene ikke omfattet af reformen, er resultaterne fra estimeringerne af modellen for de to analysegrupper samlet i tabel 7 nedenfor. Tabellen indeholder endvidere parameterestimaterne fra den samlede model for mænd under 30 år, hvor en indikatorvariabel for at være omfattet af reformen af ungereglerne blev inkluderet i modellen. Tabel 7. Effekter på afgangsraten fra ledighed til selvforsørgelse, forsikrede ledige under 30 år, mænd fuldt estimationsoutput fra PH-model Variabel Samtale- og reformindikatorer (1) (2) (3) Omfattet af reform Koeff. Robust std.afv. Ikke omfattet af reform Koeff. Robust std.afv. Koeff. Samlet Robust std.afv. Rettidig samtale -0,1897 *** 0,0727-0,0807 0,0531-0,1055 ** 0,0425 Ikke-rettidig samtale -0,3581 *** 0,0968-0,3019 *** 0,1050-0,3246 *** 0,0707 Omfattet af ungereform ,1990 *** 0,0489 Baseline hazarder Uge ,6149 *** 0,1819-3,5059 *** 0,1500-3,4331 *** 0,1222 Uge ,5686 *** 0,1701-3,5690 *** 0,1418-3,4551 *** 0,1158 Uge ,5819 *** 0,1723-3,5722 *** 0,1410-3,4600 *** 0,1159 Uge ,6685 *** 0,1716-3,5091 *** 0,1405-3,4490 *** 0,1152 Uge ,6347 *** 0,1794-3,5774 *** 0,1457-3,4854 *** 0,1190 Uge ,5865 *** 0,1833-3,5272 *** 0,1509-3,4434 *** 0,1221 Uge ,9280 *** 0,1857-3,6614 *** 0,1480-3,6501 *** 0,1216 Uge ,1390 *** 0,2000-3,8292 *** 0,1520-3,8242 *** 0,1260 Uge ,3525 *** 0,2005-4,1794 *** 0,1561-4,1039 *** 0,1280 Uge ,6044 *** 0,2530-4,4010 *** 0,1660-4,3095 *** 0,1382 Civilstatus og personkarakteristika Alder år 0,0269 0,0601-0,0290 0,0447-0,0083 0,0356 Gift 0,1581 * 0,0901 0,1256 ** 0,0615 0,1355 *** 0,0504 Indvandrer/efterkommer fra vestligt land -0,4529 * 0,2444-0,0501 0,1502-0,1781 0,1266 Indvandrer/efterkommer fra ikke-vestligt land -0,5830 *** 0,1191-0,4009 *** 0,0770-0,4439 *** 0,0639 I aktivering Uddannelse -0,1991 * 0,1041-0,2914 ** 0,1137-0,2383 *** 0,0751 Andre programmer 0,0471 0,1076 0,1383 0,0900 0,1064 0,0684 Afsluttet aktivering indenfor 26 uger Uddannelse 0,4487 *** 0,0901 0,6779 *** 0,0831 0,5510 *** 0,0601 Andre programmer 0,4891 *** 0,1028 0,6877 *** 0,0665 0,6059 *** 0,0553 Måneds- og årsindikatorer

85 7 Resultater fra den empiriske analyse 79 Januar 0,4467 ** 0,1811 0,7949 *** 0,1424 0,7186 *** 0,1123 Februar 0,1074 0,2011 0,7304 *** 0,1408 0,5498 *** 0,112 Marts 0,7710 *** 0,1788 0,9403 *** 0,1318 0,9287 *** 0,1009 April 0,9230 *** 0,1574 1,0744 *** 0,1245 1,0366 *** 0,0983 Maj 0,7677 *** 0,1563 0,9967 *** 0,1318 0,9195 *** 0,1050 Juni 0,9792 *** 0,1489 0,7574 *** 0,1370 0,8727 *** 0,1046 Juli 0,7780 *** 0,1632 0,8983 *** 0,1306 0,8613 *** 0,1046 August - - 1,2231 *** 0,1282 1,2035 *** 0,1065 September 0,3870 0,2804 0,8428 *** 0,1336 0,7689 *** 0,1106 Oktober 0,5072 ** 0,2101 0,6765 *** 0,1375 0,6245 *** 0,1111 November 0,5704 *** 0,1798 0,4895 *** 0,1448 0,5147 *** 0,1122 År ,4060 *** 0,0781-0,4461 *** 0,0691 År ,5049 *** 0,1256-0,5570 *** 0,1063 A-kasse gruppe Akademikere -0,3717 *** 0,1256-0,0347 0,0776-0,1285 ** 0,0652 Byggearbejdere 0,1420 * 0,0787 0,1470 ** 0,0603 0,1594 *** 0,0479 Funktionærer 0,0821 0,1166 0,0475 0,0833 0,0723 0,0677 Handel -0,2335 0,1477-0,1148 0,0962-0,1464 * 0,0802 Metalindustri -0,1830 * 0,1027-0,0590 0,0796-0,0972 0,0629 Selvstændige 0,0298 0,2219-0,0952 0,1190-0,0557 0,1037 Teknikere -0,0103 0,1538 0,1527 0,1103 0,1062 0,0897 Andre 0,0338 0,0976 0,1387 * 0,0788 0,1008 * 0,0611 Bopælsregion Region Sjælland 1,3712 1,0147 0,6013 ** 0,2433 0,5634 *** 0,2073 Region Syddanmark -1,3413 0,9416 0,4341 ** 0,2098 0,3165 * 0,1853 Region Midtjylland 0,2881 0,9985 0,3858 * 0,1973 0,2749 0,1753 Region Nordjylland -0,4824 0,7715 0,1341 0,2433-0,1223 0,2104 Regional ledighedsprocent Region Sjælland -0,2206 0,1656-0,1213 ** 0,0512-0,1053 *** 0,0395 Region Syddanmark 0,1988 0,1505-0,1032 ** 0,0433-0,0735 ** 0,0343 Region Midtjylland -0,0424 0,1764-0,1043 ** 0,0443-0,0642 * 0,0356 Region Nordjylland 0,1010 0,1112-0,0346 0,0433 0,0258 0,0343 Log-likelihood -2478, , ,32 Antal personer Antal forløb Noter: År 2009 og 2010 er udelukket af model (1) for at undgå lineær afhængighed med månedsindikatorerne (eftersom august og år 2008 pr. konstruktion ikke indgår i analysesample for denne gruppe). ***Signifikant på et 1% niveau, **Signifikant på et 5% niveau, *Signifikant på et 10% niveau. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data og data fra DST. Diskussion af de estimerede parametre af interesse Resultaterne i tabel 7 indikerer overordnet, at der gennemsnitligt er et signifikant fald i afgangsraten for mandlige dagpengemodtagere under 30 år efter at have deltaget i en jobsamtale med en sagsbehandler fra jobcentret. Effekten er mest udtalt for de mænd, der skal have den fremrykkede indsats, hvor størrelsesordnen af effekten er ca. 17 % ([1-exp(-0,1897)]*100), hvis samtalen er modtaget rettidigt, og ca. 30 %, hvis samtalen ikke er modtaget til tiden. Disse resultater indikerer dermed, at den gennemsnitlige varighed af ledigheden forlænges for forsikrede ledige mænd under 30 år ved at modtage en jobsamtale rettidigt i forhold til ikke at modtage en samtale. Tilsyneladende er det dog endnu mere skadeligt for de unge mænds jobchancer, hvis samtalen er afholdt for sent, end hvis den er holdt inden for lovgivningens tidsrammer.

86 7 Resultater fra den empiriske analyse 80 De negative effekter af samtalerne går umiddelbart imod den overordnede opfattelse af, at samtaler som arbejdsmarkedspolitisk instrument virker. Der kan imidlertid også være flere forhold, der driver de observerede resultater. Det ene er, at samtalerne virkelig har en negativ påvirkning på afgangsraten, og at denne effekt bliver mere udtalt, hvis samtalen er afholdt for sent. På baggrund af de teoretiske betragtninger i afsnit 3 vil den negative effekt dels kunne forklares ved, at den ledige tilpasser sin søgeadfærd ud fra rådgivningen i samtalerne, og at det tager tid, før denne proces giver et positivt afkast, dels at det overvågende element medfører en substitution fra de effektive søgekanaler til mindre effektive søgemetoder. 72 Et andet forhold er, hvis der som diskuteret i afsnit er selektion i, hvem der modtager samtalerne. Hvis det typisk er dårligere stillede ledige, der modtager samtaler, og denne selektion er mere udtalt for deltagerne i de ikke-rettidige samtaler, så vil det give et negativt bias i effekten af samtalerne. Ud fra dette argument kan de mere negative effekter i model (1) for mændene omfattet af reformen forklares ved, at de tilsyneladende pressede forhold omkring afholdelse af samtalerne indenfor den fremrykkede tidsfrist medførte, at selektionen i samtaleafholdelsen er mere udtalt for denne gruppe. Som nærmere argumenteret for i det nedenstående er der også mulighed for, at resultatet skyldes en udskilningseffekt, hvor de bedre stillede ledige i højere grad end de dårligere stillede ledige øger deres afgang til selvforsørgelse inden deltagelse i samtaler og aktivering som følge af motivations/trusselseffekter ved udsigten til de aktive arbejdsmarkedspolitikker. I forhold til de tidligere empiriske resultater, så understøtter indikationen af, at samtalerne ikke har den ønskede effekt med hensyn til at hjælpe mændene hurtigere ud af ledigheden, bl.a. resultaterne fra Rosholm & Svarer (2009). I evalueringen af Hurtigt i Gang 2 fandt de ikke nogen signifikant effekt for mændene ved at modtage samtaler. Resultaterne i tabel 7 understøtter endvidere de foreløbige resultater fra Kjærsgaard m.fl., som finder signifikant negative effekter af kontaktsamtaler de estimerede effekter er tilmed i nogenlunde samme størrelsesorden. Det er imidlertid interessant og væsentligt at bemærke resultatet fra model (3), som viser, at der gennemsnitligt er en signifikant positiv effekt af at være omfattet af reformen i forhold til ikke at være det til trods for de mere negative effekter af samtalerne. Reformkoefficientens størrelse svarer til, at afgangsraten for de unge mænd stiger ca. 22 % som følge af, at reglerne for indsatsen intensiveres. Dette resultat er i tråd med de positive effekter, som såvel Graversen & van Ours (2008) som Rosholm (2008) fandt ved evaluering af Hurtigt i Gang 1. I begge tilfælde blev den positive effekt forklaret ved en mulig motivationseffekt. Da resultaterne fra tabel 7 angående effekten af reformen 72 Jf. resultater fra Arbejdskraftundersøgelsen for 4. kvartal 2009 (Danmarks Statistik, 2010), der viser, at de uformelle søgekanaler er den dominerende søgemetode for nyansatte mellem 4. kvartal 2008 og 4. kvartal 2009 indenfor brancherne bygge og anlæg, handel og transport mv. samt industri, råstofudvinding og forsyningsvirksomhed, som er typisk mandedominerede fag. Således fandt ni ud af ti nyansatte indenfor bygge og anlæg deres job gennem bekendte eller direkte kontakt med virksomheden. Undersøgelsen viser samtidig, at ca. 65 procent af mændene fandt deres job ved hjælp af uformelle søgemetoder, og at det blandt de unge i alderen år gjaldt for næsten syv ud af ti af de nyansatte. Fordelingen af rekrutteringsmetoder kan ses i figur I.1 og tabel I.1 i appendiks I.

87 7 Resultater fra den empiriske analyse 81 og samtalerne lægger sig meget op af resultater fundet i Rosholm (2008) indikerer det dermed, at der er (forstærkede) motivations/trusselseffekter for de unge mænd ved udsigten til at skulle indgå i den intensiverede arbejdsmarkedspolitik. Det understøttes af de empiriske afgangsrater fra afsnit 5.5, som netop antydede en adfærdsændring i starten af ledighedsforløbet for de mandlige dagpengemodtagere, der er omfattet af reformen. Baseret på resultaterne fra Hurtigt i Gang 2 er der grund til at tro, at en eventuel ændring i søgeadfærden med henblik på at forlade ledigheden inden deltagelse i de aktive politikker i højere grad skyldes udsigten til den fremrykkede aktivering end udsigten til en tidligere samtale, når det drejer sig om mændene. Modsat tyder resultaterne i Rosholm (2008) på, at der generelt er større motivationseffekt af samtalerne end af aktiveringen, hvorved rettidigheden af samtalerne vil spille en væsentlig rolle i forhold til at motivere de ledige til at ændre søgeadfærd så tidligt som muligt i ledighedsforløbet. Samtidig kan der argumenteres for, at det også spiller en rolle at få samtalen afholdt til tiden, selvom en mulig motivationseffekt primært skulle være drevet af udsigten til aktivering. Argumentet er, at det er ved samtalerne, at deltagelsen i aktivering planlægges. Det er dog ikke muligt baseret på de estimerede modeller i tabel 7 at give et mere konkret svar på, om den antydede motivationseffekt primært drives af udsigten til tidligere aktivering, de tidligere samtaler eller begge dele. Sammenholdes den empiriske afgangsrate for de unge mænd med deres mødeintensitet fra afsnit 5.3 er der dog indikation af, at afgangsraten er højere i såvel ugerne op til første samtale som i samtaleugerne op til første aktiveringstidspunkt. Det tyder således på, at den positive effekt af de intensive regler drives af motivationseffekter af både samtaler og aktivering. Den omtalte motivationseffekt vil ud fra de teoretiske betragtninger kunne forklares ved, at udsigten til at skulle deltage i de aktive arbejdsmarkedspolitikker reducerer værdien af at være ledig, og at de forsikrede ledige mænd derfor sænker reservationslønnen og/eller øger søgeindsatsen tidligere i forløbet. Den reducerede værdi kan både skyldes de oplevede/forventede omkostninger i forhold til tid, ressourcer og besvær ved dels at skulle møde op til samtale, dels at skulle opfylde kravene til det overvågende element af samtalerne, og dels at skulle deltage i aktivering. Jf. Rosholm (2008) antyder motivationseffekten af samtalerne, at det overvågende element af samtalerne spiller en større rolle for mændene end det rådgivende element. Den fremrykkede indsats vil således kunne medføre, at værdien af at være ledig reduceres tidligere i forløbet, og at effekten måske endda forstærkes, hvis de nye krav opfattes som mere overvågende og tidskrævende end de hidtidige regler. Som nævnt tidligere vil motivationseffekten kunne medføre en udskilningseffekt, der kan forklare de negative effekter af samtalerne. Årsagen er, at den ændrede søgeadfærd tidligere i forløbet vil kunne medføre en hurtigere udskilning af ledige med gode jobmuligheder til selvforsørgelse i forhold til ledige med mindre gode jobmuligheder, således at de tilbageværende, der modtager samtalerne, er dem, der skal bruge længere tid på at finde et job. Hvis disse personer samtidig skal tilpasse deres søgemetoder for at leve op til de formelle søgekrav, og hvis denne

88 7 Resultater fra den empiriske analyse 82 tilpasning tager tid, før den bærer frugt i form af jobtilbud og ansættelse, vil det således kunne forstærke den umiddelbart negative effekt af samtalerne. Jo senere, samtalen ligger i forløbet, jo mere vil denne udskilningseffekt kunne nå at virke. Motivationseffekten kan derfor være med til at forklare, hvorfor der observeres en negativ effekt af de rettidige samtaler, og hvorfor der er en mere negativ effekt af de ikke-rettidige samtaler end af de rettidige. Effekterne af de øvrige forklarende variable For de øvrige variable er der generelt et rimeligt ens mønster for forløbene omfattet af reformen og for forløbene ikke omfattet af reformen. Afgangsraten fra ledighed til selvforsørgelse er gennemsnitligt mindre for personer, der har været længere tid i ledigheden, og for personer af anden etnisk herkomst end dansk mest udtalt for personer, der kommer fra ikke-vestlige lande. Der er ingen signifikante forskelle på afgangsraten for de årige i forhold til de årige. Til gengæld er der en positiv effekt på raten ud af ledighed for de mandlige dagpengemodtagere under 30 år, hvis de er gift. For personer i uddannelsesaktivering er der en lavere afgang til selvforsørgelse, hvilket indikerer en fastlåsningseffekt. Til gengæld er der ingen signifikant fastlåsningseffekt af andre programmer, som hovedsagligt består af korte vejlednings- og afklaringsforløb (ca. syv ud af ti tilfælde for reformgruppen og ca. hvert tredje tilfælde for ikke-reformgruppen) samt virksomhedspraktik. Lidt overraskende er der indikation af positive ex post effekter af begge de inkluderede aktiveringskategorier. Effekterne skal dog tolkes med varsomhed, da der typisk er selektion i, hvem, der bliver aktiveret i hvad, og hvornår, som der ikke er kontrolleret for i indeværende analyse. De inkluderede månedsindikatorer indikerer, at der som forventet er betydelige sæsoneffekter, og årsindikatorerne afspejler de sværere vilkår på arbejdsmarkedet i løbet af årene 2009 og 2010 i forhold til Med hensyn til indikatorerne for de forskellige a-kassegrupper, så har unge mandlige akademikere omfattet af reformen sværere ved at forlade ledigheden end referencegruppen, som er mændene indenfor fremstilling. For forløbene, som ikke er omfattet af reformen, er forskellen derimod ikke signifikant. Det kan igen være en indikation af udviklingen i vilkårene på arbejdsmarkedet, hvor konjunkturnedgangen generelt ramte senere blandt akademikere. I den forbindelse er det lidt overraskende, at byggearbejdere, som stort set de eneste, gennemsnitligt har en signifikant højere afgangsrate. Angående bopælsregion og regional ledighedsprocent er der forskellige effekter for henholdsvis reform- og ikke-reformgruppen. Ved førstnævnte gruppe er der ingen signifikante forskelle mellem de fire inkluderede regioner og Region Hovedstaden, som er referencekategorien. Hvis de unge mænd derimod ikke er omfattet af reformen forlader de ledigheden hurtigere, hvis de er bosat i regionerne Sjælland, Syddanmark eller Midtjylland, end hvis de er bosat i Region Hovedstaden. Den positive bopælseffekt reduceres dog af en negativ ledighedseffekt i de pågældende regioner.

89 7 Resultater fra den empiriske analyse Resultater for kvinder under 30 år Nedenstående tabel 8 viser resultater fra modellerne med de unge forsikrede kvinder. Ligesom ved mændene indeholder tabellen resultaterne fra analyserne for henholdsvis forløb omfattet af reformen, forløb ikke omfattet af reformen og alle forløb for de unge kvinder samlet. Tabel 8. Effekter på afgangsraten fra ledighed til selvforsørgelse, forsikrede ledige under 30 år, kvinder fuldt estimationsoutput fra PH-model Variabel Samtale- og reformindikatorer (1) (2) (3) Omfattet af reform Koeff. Robust std.afv. Ikke omfattet af reform Koeff. Robust std.afv. Koeff. Samlet Robust std.afv. Rettidig samtale -0,2003 * 0,1093-0,2347 *** 0,0742-0,1893 *** 0,0605 Ikke-rettidig samtale 0,1302 0,1252-0,1976 0,1441 0,0032 0,0927 Omfattet af ungereform ,2454 *** 0,0744 Baseline hazarder Uge ,9947 *** 0,2517-3,3282 *** 0,1865-3,1157 *** 0,1562 Uge ,1979 *** 0,2398-3,3322 *** 0,1804-3,1954 *** 0,1505 Uge ,1956 *** 0,2453-3,2513 *** 0,1817-3,1428 *** 0,1523 Uge ,2268 *** 0,2429-3,3234 *** 0,1880-3,1951 *** 0,1546 Uge ,5797 *** 0,2648-3,2364 *** 0,1921-3,2460 *** 0,1600 Uge ,5731 *** 0,2739-3,3808 *** 0,2038-3,3512 *** 0,1682 Uge ,7011 *** 0,2751-3,4514 *** 0,1946-3,4448 *** 0,1632 Uge ,0780 *** 0,3067-3,3450 *** 0,2029-3,4675 *** 0,1715 Uge 29- (a) -4,0538 *** 0, Uge ,5954 *** 0,2127-3,6064 *** 0,1751 Uge ,7286 *** 0,2158-3,7821 *** 0,1832 Civilstatus og personkarakteristika Alder år -0,0906 0,0952-0,0753 0,0615-0,0886 * 0,0512 Gift -0,1730 0,1106-0,1035 0,0663-0,1241 ** 0,0558 Indvandrer/efterkommer fra vestligt land -0,5374 ** 0,2500-0,0594 0,1302-0,1825 0,1133 Indvandrer/efterkommer fra ikke-vestligt land -0,3279 ** 0,1476-0,3858 *** 0,1046-0,3687 *** 0,0851 I aktivering Uddannelse -0,2508 0,1774-0,5720 *** 0,1860-0,4321 *** 0,1259 Andre programmer -0,0193 0,1635-0,2910 * 0,1523-0,1776 0,1089 Afsluttet aktivering indenfor 26 uger Uddannelse 0,5019 *** 0,1540 0,6207 *** 0,1343 0,4998 *** 0,0983 Andre programmer 0,7540 *** 0,1511 0,5444 *** 0,1001 0,6018 *** 0,0830 Måneds- og årsindikatorer Januar 0,3401 0,2281 1,0988 *** 0,1715 0,9683 *** 0,1392 Februar 0,6537 *** 0,2197 0,9309 *** 0,1726 0,9570 *** 0,1363 Marts 0,2635 0,2286 1,0146 *** 0,1644 0,8527 *** 0,1329 April 0,2642 0,2130 0,9750 *** 0,1571 0,8664 *** 0,1282 Maj 0,3318 0,2034 0,7511 *** 0,1709 0,7579 *** 0,1354 Juni 0,2632 0,1957 0,7787 *** 0,1671 0,7450 *** 0,1324 Juli 0,4601 ** 0,2031 0,9341 *** 0,1590 0,9255 *** 0,1281 August - - 1,1833 *** 0,1532 1,1304 *** 0,1293 September 0,6060 ** 0,2743 0,6700 *** 0,1628 0,6506 *** 0,1333 Oktober 0,2327 0,2552 0,5825 *** 0,1675 0,5129 *** 0,1352 November 0,2535 0,2308 0,4389 ** 0,1758 0,3850 *** 0,1390 År ,5489 *** 0,0877-0,4950 *** 0,0780 År ,2305 *** 0,1549-1,0824 *** 0,1302 A-kasse gruppe

90 7 Resultater fra den empiriske analyse 84 Akademikere -0,1796 0,1686 0,1938 * 0,1030 0,1022 0,0869 Funktionærer 0,2551 * 0,1535 0,5346 *** 0,1048 0,4600 *** 0,0862 Handel -0,0776 0,1490 0,1558 0,1005 0,0911 0,0833 A-kasser for bygge, metal og teknikere (a) -0,1977 0, Andre, indeholder her selvstændige (a) 0,0564 0, Byggearbejdere - - 0,1916 0,2606 0,0653 0,1862 Selvstændige - - 0,1585 0,1431 0,0397 0,1259 Teknikere - - 0,0132 0,2356-0,0936 0,1805 andre a-kassegrupper, indeholder her metal - - 0,2359 ** 0,1027 0,2070 ** 0,0850 Bopælsregion Region Sjælland -0,7930 1,3414-0,7281 ** 0,3495-0,5048 * 0,2956 Region Syddanmark 1,1568 1,1343-0,4030 * 0,2354-0,3784 * 0,2061 Region Midtjylland 1,5398 1,2215-0,3658 * 0,2168-0,3187 * 0,1919 Region Nordjylland -0,0921 1,1472-0,4003 0,2917-0,3275 0,2459 Regional ledighedsprocent Region Sjælland 0,0874 0,2170 0,1338 * 0,0766 0,0642 0,0576 Region Syddanmark -0,1961 0,1842 0,0552 0,0516 0,0496 0,0404 Region Midtjylland -0,3086 0,2191 0,0353 0,0529 0,0214 0,0423 Region Nordjylland -0,0140 0,1680 0,0484 0,0588 0,0279 0,0447 Log-likelihood -1404, , ,43 Antal personer Antal forløb Noter: År 2009 og 2010 er udelukket af model (1) for at undgå lineær afhængighed med månedsindikatorerne (eftersom august og år 2008 pr. konstruktion ikke indgår i analysesample for denne gruppe). (a) Særligt for gruppen omfattet af reformen af hensyn til antal observationer. ***Signifikant på et 1% niveau, **Signifikant på et 5% niveau, *Signifikant på et 10% niveau. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data og data fra DST. Diskussion af de estimerede parametre af interesse Resultaterne i tabel 8 for kvinderne under 30 år antyder, at kvinderne ligesom mændene overordnet oplever et fald i afgangsraten til selvforsørgelse som følge af at modtage en rettidig jobsamtale. Størrelsen af effekten svarer til, at afgangsraten falder ca. 18 % og 21 % for henholdsvis reform- og ikke-reformgruppen. Effekten for kvinderne omfattet af reformen (model (1)) svarer i størrelsesordnen til effekten for mændene omfattet af reformen, om end effekten for kvinderne kun er signifikant på et 10 % niveau. I modsætning til mændene er effekten for kvinderne mest udtalt i model (2), dvs. for de kvinder, der behandles efter reglerne fra før reformen. En anden forskel er, at hvor alle modellerne for mændene viste signifikant negative effekter af de ikke-rettidige samtaler, så er disse effekter alle insignifikante for kvinderne. For kvinderne omfattet af reformen har effekten tilmed et positivt fortegn. Det tyder således på, at kvinderne under 30 år ikke hjælpes til at forlade ledigheden hurtigere ved at modtage jobsamtalerne rettidigt. I den forbindelse er det vigtigt at bemærke, at antallet af ikke-rettidige samtaler for de unge kvinder er det laveste blandt alle analysegrupperne, jf. tabel 3 i afsnit 5.3. Der er således stor sandsynlighed for, at det relativt lave antal ikkerettidige samtaler er medvirkende til den manglende signifikans heraf grundet større usikkerhed om de estimerede parametre. Tilsvarende er det tænkeligt, at det lavere antal observationer i model (1) for kvinderne i forhold til de øvrige analysegrupper er årsag til, at der generelt observeres færre signifikante resultater for denne gruppe. Tolkningen af resultaterne skal læses med dette in mente.

91 7 Resultater fra den empiriske analyse 85 Resultaterne i tabel 8 understøtter til dels de tidligere empiriske analyser, som fandt forskellige effekter for mænd og kvinder. Den negative effekt af de rettidige samtaler er umiddelbart lidt overraskende, da resultater fra eksempelvis Hurtigt i Gang 2 (som nærmere omtalt i afsnit 4.1.2) viste, at samtaler havde positive effekter for kvinder. Ses der imidlertid på resultaterne fra model (3) fremgår det, at kvindernes afgangsrate til selvforsørgelse forøges med ca. 28 % som følge af de nye regler indført med ungereformen. Det indikerer, at der også for kvinderne er positive motivationseffekter af de aktive arbejdsmarkedspolitikker, som eventuelt forstærkes ved at indsatsen fremrykkes. Såfremt en sådan motivationseffekt medfører en udskilningseffekt som omtalt ved mændene under 30 år, så vil den igen kunne være medvirkende til den observerede negative effekt af de rettidige samtaler. Samtidig skal det pointeres, at eventuelle selektionseffekter i forhold til, hvem der modtager samtalerne, og hvem, der modtager dem henholdsvis til tiden og ikke tiden, ikke kan udelukkes. Derudover viser resultater fra Arbejdskraftundersøgelsen fra Danmarks Statistik (2010), at en mindre andel af kvinderne ca. 55 % mod 65 % for mændene fik job gennem de uformelle søgemetoder, samt at det for nyansatte indenfor offentlig administration, undervisning og sundhed er de formelle søgekanaler, der dominerer, med svar på jobannoncer som den primære søgemetode. Da det er typisk kvindedominerede fag, kunne det tyde på, at de formelle krav til jobsøgning i forbindelse med jobsamtalerne ikke i lige så høj grad kræver tilpasning af søgemetoderne for en vis andel af kvinderne som for mændene. Det er derfor muligt, at deltagelse i samtalerne og efterlevelse af overvågningskravene i forbindelse hermed virker som en mindre belastning for disse kvinder end for mændene. Dermed kan det forventes, at motivationseffekten - i forhold til at forlade ledigheden inden samtalerne finder sted - er mindre udtalt for disse unge kvinder end for de unge mænd. Den positive effekt for kvinderne omfattet af reformen kan derfor også i højere grad skyldes, at der med den fremrykkede indsats sættes skub i den formelle søgning tidligere i forløbet, hvorved der kan forventes øget sandsynlighed for jobmuligheder på et tidligere tidspunkt i ledighedsforløbet. Dette understøttes af de empiriske afgangsrater fra afsnit 5.5, som viste, at de unge kvinders reaktionsmønster var fremrykket, men stort set uændret, efter indførelsen af reformen. At der stadig er negativ effekt for rettidige samtaler for reformgruppen kan som nævnt skyldes, at der også blandt kvinderne er en andel, som motiveres til at forlade ledigheden op til tidspunktet for samtalen. Samtidig er det trods alt en tidskrævende proces at søge jobs via de formelle kanaler, og det er derfor muligt, at den i analysen anvendte tidsramme efter samtalerne er for kort til at observere positive effekter af den jobsøgning, som genereres i forbindelse med samtaleafholdelsen. Såfremt dette er tilfældet, betyder det, at der trods de negative koefficienter til de rettidige samtaler må forventes en samlet positiv effekt ved at modtage samtaler rettidigt.

92 7 Resultater fra den empiriske analyse 86 Effekterne af de øvrige forklarende variable Som for mændene under 30 år er der for kvinderne under 30 år negativ varighedsafhængighed, lavere afgang til selvforsørgelse for personer af anden etnisk herkomst end dansk, signifikante sæsoneffekter og gennemsnitligt længere varighed af forløbene i årene 2009 og 2010 sammenlignet med I modsætning til mændene er der for de unge kvinder en tendens til, at de årige er lidt længere tid om at forlade ledigheden end den yngre gruppe, og at gifte kvinder er ledige i længere tid end ugifte kvinder, om end disse effekter ikke er signifikante for de enkelte grupper i model (1) og (2). En negativ effekt af at være gift kan skyldes et selektionsbias fra arbejdsgivernes side med hensyn til at ansætte kvinder i den fødedygtige alder. Det kan dog også være et resultat af kvindernes eget valg, hvor f.eks. det at være gift i en relativ ung alder i forhold til tidens standard eventuelt opfanger effekten af små børn i familien, som gør kvinderne mindre fleksible i forhold til at tage et arbejde. Der er også for kvinderne antydning af fastlåsningseffekter ved deltagelse i aktivering og positive ex post effekter, men disse resultater skal igen tolkes med varsomhed grundet mulig selektionsbias. Indikatorerne for de forskellige a-kassegrupper viser igen, at der sker en relativ forværring af mulighederne for akademikere og funktionærer undervejs i observationsperioden, når effekterne for reform- og ikke-reformgrupperne sammenlignes. Derudover er der for kvinderne en nærmest modsatrettet effekt af bopælsregion i forhold til mændene, hvorimod den regionale ledighedsudvikling generelt ikke giver anledning til forskellige afgangsrater kvinderne imellem Resultater for personer over 30 år Resultaterne fra modellerne for henholdsvis mænd over 30 år og kvinder over 30 år er begge samlet i tabel 9. Bemærk, at der i disse modeller er anvendt et ekstra baseline interval for at tage højde for den gennemsnitlige længere varighed af forløbene. Samtidig er der (naturligt nok) anvendt andre aldersintervaller, ligesom reformindikatoren ikke er relevant i denne sammenhæng. Bortset fra det er de inkluderede forklarende variable magen til de fra de foregående modeller. Tabel 9. Effekter på afgangsraten fra ledighed til selvforsørgelse, forsikrede ledige over 30 år, opdelt efter køn fuldt estimationsoutput fra PH-model Variabel Samtale- og reformindikatorer (1) (2) Mænd Robust Koeff. std.afv. Kvinder Robust Koeff. std.afv. Rettidig samtale -0,1093 *** 0,0257-0,1045 *** 0,0338 Ikke-rettidig samtale -0,2875 *** 0,0518-0,1068 * 0,0637 Baseline hazarder Uge ,4786 *** 0,0753-3,3858 *** 0,0864 Uge ,5273 *** 0,0709-3,4362 *** 0,0814 Uge ,4710 *** 0,0716-3,4220 *** 0,0818 Uge ,4554 *** 0,0705-3,4345 *** 0,0811 Uge ,5680 *** 0,0739-3,4563 *** 0,0855 Uge ,6103 *** 0,0768-3,5318 *** 0,0893 Uge ,7797 *** 0,0759-3,6375 *** 0,0880

93 7 Resultater fra den empiriske analyse 87 Uge ,9309 *** 0,0792-3,7690 *** 0,0936 Uge ,1167 *** 0,0787-3,9773 *** 0,0921 Uge ,3116 *** 0,0822-4,1452 *** 0,0966 Uge ,5787 *** 0,0856-4,3450 *** 0,1021 Civilstatus og personkarakteristika år 0,0682 *** 0,0237 0,0109 0, år -0,2414 *** 0,0255-0,1940 *** 0, år og derover -0,2904 *** 0,0557-0,2568 *** 0,0910 Gift 0,1770 *** 0,0209 0,0245 0,0268 Indvandrer/efterkommer fra vestligt land -0,1651 *** 0,0510-0,1493 ** 0,0603 Indvandrer/efterkommer fra ikke-vestligt land -0,4674 *** 0,0392-0,3677 *** 0,0505 I aktivering Uddannelse -0,2505 *** 0,0592-0,5030 *** 0,0857 Andre programmer 0,0535 0,0569-0,0163 0,0744 Afsluttet aktivering indenfor 26 uger Uddannelse 0,8176 *** 0,0327 0,8837 *** 0,0452 Andre programmer 0,8228 *** 0,0381 0,7345 *** 0,0489 Måneds- og årsindikatorer Januar 0,5786 *** 0,0688 0,5825 *** 0,0755 Februar 0,5902 *** 0,0660 0,5367 *** 0,0738 Marts 1,2788 *** 0,0587 0,7526 *** 0,0679 April 1,1401 *** 0,0605 0,7496 *** 0,0674 Maj 0,9837 *** 0,0629 0,5229 *** 0,0721 Juni 1,0296 *** 0,0614 0,6297 *** 0,0686 Juli 0,9397 *** 0,0633 0,6080 *** 0,0675 August 1,0439 *** 0,0686 0,9069 *** 0,0708 September 0,6220 *** 0,0701 0,3855 *** 0,0749 Oktober 0,4206 *** 0,0729 0,3504 *** 0,0739 November 0,3727 *** 0,0721 0,0434 0,0794 År ,5371 *** 0,0412-0,4492 *** 0,0448 År ,5921 *** 0,0570-0,7069 *** 0,0653 A-kasse gruppe Akademikere -0,1019 *** 0,0390 0,2130 *** 0,0475 Byggearbejdere 0,0457 0,0338-0,0139 0,0908 Funktionærer -0,0688 * 0,0360 0,3261 *** 0,0416 Handel -0,4135 *** 0,0537 0,0058 0,0434 Metalindustri -0,2850 *** 0,0393-0,2380 0,1889 Selvstændige -0,2283 *** 0,0382-0,0084 0,0615 Teknikere -0,1928 *** 0,0454 0,0951 0,0678 Andre -0,0875 ** 0,0349 0,1210 *** 0,0419 Bopælsregion Region Sjælland 0,1116 0,1204 0,0609 0,1348 Region Syddanmark -0,0425 0,1078-0,2054 0,1252 Region Midtjylland -0,1249 0,1068 0,0319 0,1184 Region Nordjylland 0,0175 0,1349-0,0713 0,1637 Regional ledighedsprocent Region Sjælland -0,0083 0,0221 0,0020 0,0267 Region Syddanmark 0,0106 0,0195 0,0437 * 0,0238 Region Midtjylland 0,0292 0,0210-0,0036 0,0248 Region Nordjylland 0,0123 0,0212 0,0135 0,0276 Log-likelihood , ,3 Antal personer Antal forløb ***Signifikant på et 1% niveau, **Signifikant på et 5% niveau, *Signifikant på et 10% niveau. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data og data fra DST.

94 7 Resultater fra den empiriske analyse 88 Diskussion af de estimerede parametre af interesse Resultaterne fra model (1) i tabel 9 viser, at mænd over 30 år gennemsnitligt forlader ledigheden langsommere, hvis de modtager en samtale med en sagsbehandler, end hvis de ikke modtager en samtale. Den negative effekt på afgangsraten er mere udtalt, hvis samtalen ikke afholdes til tiden, end hvis samtalen er rettidig. Som for de ledige under 30 år kan resultaterne for personerne over 30 år skyldes flere forskellige forhold. Det er imidlertid ikke muligt at få en indikation af, hvad der driver de observerede resultater, på samme måde for personerne over 30 år som for personerne under 30 år. Det skyldes, at der ikke for den ældre gruppe af ledige er en kilde til eksogen variation, der kan udnyttes, som der var for de unge i form af reformen af ungereglerne. Effekterne af de rettidige og ikke-rettidige samtaler for mænd over 30 år minder dog i høj grad om effekterne for mænd under 30 år. Grundet den store lighed i effekterne og det nogenlunde ens mønster i ledighedsudviklingen for de to grupper, jf. afsnit 5.3, kan der argumenteres for, at mange af tolkningerne for de unge mænd fra afsnit også finder anvendelse for mændene over 30 år. Opsummerende vil det sige, at der for mændene ikke umiddelbart er nogen positive effekter ved at modtage samtalerne, men at der er indikation af en motivationseffekt af såvel samtaler som aktivering, der gør, at afgangsraten stiger forud herfor. En sammenligning af den empiriske afgangsrate i afsnit 5.5 med mødeintensiteterne for mændene over 30 år i afsnit 5.3 understøtter, at der ser ud til at ske en stigning i afgangsraten specielt op til tidspunktet for første samtale samt tidspunktet op til første aktivering. Såfremt, motivationseffekten af samtalerne dominerer den umiddelbart manglende effekt af selve samtalerne, antyder det, at det har en positiv effekt på afgangsraten til selvforsørgelse for de mandlige dagpengemodtagere over 30 år at modtage/have udsigt til at modtage jobsamtalerne rettidigt. For kvinder over 30 år, jf. model (2) i tabel 9, er der ligesom for kvinder under 30 år en gennemsnitlig negativ effekt på afgangsraten til selvforsørgelse efter at have modtaget en jobsamtale rettidigt. Såfremt samtalen er afholdt for sent, er der tilsvarende indikation af en negativ effekt på afgangsraten, som hvis samtalen er rettidigt afholdt. En umiddelbar tolkning af disse resultater er, at kvinderne over 30 år reagerer nogenlunde ens på det at få en samtale, uanset hvornår den afholdes. Denne tolkning er i overensstemmelse med det observerede adfærdsmønster for kvinderne under 30 år. De negative effekter kan igen virke lidt modstridende i forhold til de tidligere empiriske resultater, men ud fra tolkningen af resultaterne for de unge kvinder i afsnit kan der gives en mulig forklaring på de negative effekter af samtalerne. Denne består af en kombination af motivationseffekter, som bevirker, at bedre stillede ledige forlader ledigheden, inden samtalen afholdes, og af at den for nogle kvinder primært anvendte - formelle jobsøgningsstrategi er en tidskrævende proces, hvor de positive effekter af processen først vil blive observeret senere i forløbet. I tilfælde af, at denne forklaring fanger drivkraften bag de negative koefficienter, vil det

95 7 Resultater fra den empiriske analyse 89 kunne forventes, at kvinderne over 30 år gennemsnitligt hjælpes hurtigere ud af ledigheden ved at modtage jobsamtalerne rettidigt trods den estimerede negative koefficient i tabel 9. Effekterne af de øvrige forklarende variable Resultaterne for de øvrige faktorer viser igen mange forventede effekter. Der er negativ varighedsafhængighed, ligesom varigheden af ledighedsforløbet for både mænd og kvinder over 30 år gennemsnitligt er længere, hvis personen ikke er af dansk oprindelse, og hvis personen er over 50 år (i forhold til referencegruppen af årige). Mændene har ligesom de unge mænd en positiv effekt af at være gift, mens det ikke har nogen betydning for kvinderne. For begge køn er der en signifikant fastlåsningseffekt af uddannelsesaktivering, mens der ikke er nogen signifikant effekt af andre programmer. Som for de ledige under 30 år har afsluttet deltagelse i hver af de to grupper af aktiveringstyper en positiv påvirkning på afgangsraten dog igen tolket med varsomhed. Derudover er der igen signifikante sæson- og konjunkturcykluseffekter, og specielt for mændene ses der et signifikant fald i afgangsraten for mange af a-kassegrupperne relativt til de ledige inden for fremstilling. For kvinderne er der en større afgangsrate for akademikere og funktionærer, ligesom det sås for kvinderne under 30 år. Afslutningsvis ses det af tabel 9, at der ikke er signifikante forskelle regionerne imellem, hverken i forhold til bopælsregion eller den regionale ledighed. 7.2 Undersøgelse af om effekterne af rettidige og ikke-rettidige samtaler på afgangsraten fra ledighed er varierende over tid I dette delafsnit præsenteres resultaterne fra de modeller, hvor det undersøges, om effekten af samtalerne ændrer sig mellem den første måned, efter at samtalen er afholdt, og de to efterfølgende måneder. Som omtalt i afsnit kan der være en forventning herom på baggrund af Kjærsgaard m.fl. Resultater herfra indikerer, at effekten af samtaler varierer over tid. Som argumenteret for i foregående delafsnit samt i de teoretiske betragtninger vil dette også være forventeligt - specielt for personer, der enten anvender formelle søgemetoder, eller som tilpasser deres søgestrategi på baggrund af samtalen. Det er derfor interessant at undersøge, om der i den efterfølgende periode vil kunne observeres positive effekter af at have modtaget en samtale, når effekten af samtalen tillades at variere. Som beskrevet i afsnit indeholder de estimerede modeller i dette delafsnit således tidsvarierende indikatorer for effekten af de rettidige og ikke-rettidige samtaler. Alle øvrige kontrolvariable er imidlertid de samme som i de foregående analyser. Resultaterne fra analyserne til dette afsnit viser, at der ikke er ændringer af betydning for effekten af de øvrige inkluderede kontrolvariable, når effekten af samtalevariablene tillades at variere. I det følgende præsenteres og diskuteres derfor kun resultaterne for hovedparametrene af interesse.

96 7 Resultater fra den empiriske analyse Resultater for mænd under 30 år Som i afsnit 7.1 præsenteres resultaterne fra de estimerede modeller for henholdsvis reformgruppen, ikke-reformgruppen og alle unge mænd samlet. Tabel 10. Tidsvarierende effekter af rettidige og ikke-rettidige jobsamtaler på afgangsraten fra ledighed til selvforsørgelse, forsikrede ledige under 30 år, mænd fra PH-model Uger siden afholdt samtale Rettidig samtale (1) (2) (3) Omfattet af reform Koeff. Robust std.afv. Ikke omfattet af reform Koeff. Robust std.afv. Koeff. Samlet Robust std.afv. 0-4 uger *** ** *** uger Ikke-rettidig samtale 0-4 uger *** *** *** uger Omfattet af ungereform *** ***Signifikant på et 1% niveau, **Signifikant på et 5% niveau, *Signifikant på et 10% niveau. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data og data fra DST. Der fremgår et klart mønster ud fra resultaterne i tabel 10. For såvel rettidige som ikke-rettidige samtaler er der for alle tre modeller et signifikant fald i afgangsraten i den første måned, efter at samtalen er afholdt, men insignifikante effekter i den anden og tredje måned efter samtalen. Det tydelige mønster understreger de tidligere tolkninger af, at der dels kan være et tidsaspekt i virkningen af en jobsøgning, som tilpasses som følge af en samtale, dels kan være motivationseffekter op til, at en samtale afholdes. Den positive reformindikator i model (3) viser igen, at den samlede effekt (dvs. inklusiv motivationseffekten) af at modtage jobsamtaler og af at blive aktiveret tidligere i ledighedsforløbet bidrager til et gennemsnitligt kortere ledighedsforløb for de forsikrede ledige mænd under 30 år. Som tidligere argumenteret for indikerer det, at der er positive effekter for de unge mænd af at (have udsigt til at) modtage jobsamtalerne rettidigt, selvom der ikke direkte er positive effekter af selve samtalerne Resultater for kvinder under 30 år Tabel 11 indeholder de tidsvarierende effekter af samtalerne for de kvindelige dagpengemodtagere under 30 år.

97 7 Resultater fra den empiriske analyse 91 Tabel 11. Tidsvarierende effekter af rettidige og ikke-rettidige jobsamtaler på afgangsraten fra ledighed til selvforsørgelse, forsikrede ledige under 30 år, kvinder fra PH-model Uger siden afholdt samtale Rettidig samtale (1) (2) (3) Omfattet af reform Koeff. Robust std.afv. Ikke omfattet af reform Koeff. Robust std.afv. Koeff. Samlet Robust std.afv. 0-4 uger *** *** uger ** * Ikke-rettidig samtale 0-4 uger ** uger *** ** Omfattet af ungereform *** ***Signifikant på et 1% niveau, **Signifikant på et 5% niveau, *Signifikant på et 10% niveau. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data og data fra DST. For de unge kvinder er billedet lidt mere blandet end for de unge mænd. Mest bemærkelsesværdigt er det, at effekten af de rettidige samtaler er negativ i alle tre måneder efter samtalen, mens der ses en tydelig positiv udvikling over tid i effekten af de ikke-rettidige samtaler. Der er altså ikke umiddelbart indikation af, at rettidigheden af samtalerne hjælper kvinderne under 30 år hurtigere ud af ledigheden. Resultaterne skal dog læses med et vist forbehold grundet de relativt få observationer. Det mest robuste resultat består derfor i den positive effekt på afgangsraten ved at være omfattet af de intensiverede ungeregler. Denne effekt indikerer, at tidligere jobsamtaler medvirker til at få de ledige hurtigere i selvforsørgelse, og at der samlet set altså kan forventes positive effekter af rettidige jobsamtaler, selvom det ikke umiddelbart fremgår af resultaterne Resultater for personer over 30 år Tabel 12 præsenterer resultater for de tidsvarierende effekter for forsikrede ledige over 30 år. Tabel 12. Tidsvarierende effekter af rettidige og ikke-rettidige jobsamtaler på afgangsraten fra ledighed til selvforsørgelse, forsikrede ledige over 30 år, opdelt efter køn fra PH-model Uger siden afholdt samtale Rettidig samtale Koeff. (1) (2) Mænd Robust std.afv. Koeff. Kvinder Robust std.afv. 0-4 uger *** *** uger Ikke-rettidig samtale 0-4 uger *** *** uger * ***Signifikant på et 1% niveau, **Signifikant på et 5% niveau, *Signifikant på et 10% niveau. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data og data fra DST.

98 7 Resultater fra den empiriske analyse 92 For mændene ses igen samme mønster for de ledige over 30 år som for de ledige under 30 år. Der er signifikante negative effekter i den første måned efter samtalen og derefter insignifikante effekter, hvor den negative effekt i den første måned er størst for de ikke-rettidige samtaler. For en tolkning af disse effekter henvises derfor til tolkningen af effekterne for mændene under 30 år i afsnit For kvinderne over 30 år ses der i modsætning til de unge kvinder en positiv udvikling af samtalernes effekt over tid ikke kun for samtalerne afholdt for sent, men også for samtalerne afholdt til tiden ligesom det ses for mændene. Denne forskel kan skyldes, at der er flere observationer for kvinderne over 30 år og derfor mere information til at identificere de tidsvarierende effekter. Det er ikke umiddelbart muligt alene på baggrund af model (2) i tabel 12 at sige noget konkret om, hvorvidt de kvindelige dagpengemodtagere over 30 år forlader ledigheden hurtigere ved at modtage jobsamtalerne rettidigt. Til gengæld kan det siges, at de estimerede effekter understøtter konklusionerne fra afsnit Disse beskrev, at de negative effekter af samtalerne for de unge kvinder kunne være en kombination af motivationseffekter op til samtalerne med en tilhørende udskilningseffekt og et tids-lag i de positive effekter af jobsøgningen. 7.3 Opsummering og forbehold Hovedresultaterne fra den empiriske analyse viser, at både mænd og kvinder under 30 år har en gennemsnitlig kortere varighed i ledigheden ved at være omfattet af reformen med fremrykket samtale og aktiveringstidspunkt. Dette resultat er fundet, selvom samtalerne i hovedparten af tilfældene er estimeret til at have en negativ effekt på afgangsraten. Tolkningen af disse resultater er, at selvom der ikke umiddelbart er nogen positiv effekt af at få samtalen, så er der overordnet en positiv effekt på grund af en motivations- eller trusselseffekt ved udsigten til den fremrykkede indsats. For mændene antyder resultaterne, at den positive effekt primært er drevet af motivationseffekten, mens resultaterne for kvinderne antyder, at en del af den positive effekt skyldes, at den søgeindsats, som de normalt ville yde omkring tidspunktet for samtaleafholdelse, nu ligger tidligere i forløbet, og dermed også kan give udslag i job på et tidligere tidspunkt. Tidsvarierende effekter af samtalerne understøtter disse tolkninger af resultaterne, idet samtalerne i hovedparten af tilfældene er estimeret til at have en negativ effekt i den første måned, efter at samtalen er afholdt, men insignifikante effekter i de to næstfølgende måneder. Alt i alt antyder det, at der gennemsnitligt kan forventes en kortere varighed i ledighed, ved at modtage eller have udsigt til at modtage jobsamtalerne rettidigt. For mænd og kvinder over 30 år er effekterne af de rettidige og ikke-rettidige samtaler generelt meget lig effekterne for de ledige under 30 år det gælder især for de ældre mænds resultater, der i høj grad minder om effekterne for de unge mænd. Selvom der ikke er nogen kilder til eksogen variation for denne gruppe til at identificere, hvad der driver de observerede resultater, så antyder

99 7 Resultater fra den empiriske analyse 93 ensartetheden i de estimerede effekter mellem de unge og de ældre, at motivationseffekten i et vist omfang også er til stede for personerne over 30 år. Som redegjort for i afsnit og kort omtalt i nogle af ovenstående tolkninger er der flere forskellige faktorer, som kan påvirke resultaterne i forskellige retninger. Den eksakte størrelsesorden af de estimerede effekter skal derfor tolkes med en vis varsomhed. Derudover skete der på samme tid som indførelsen af ungereformen en sammenlægning af beskæftigelsesindsatsen til det enstrengede beskæftigelsessystem, jf. afsnit 2.2. Såfremt denne omlægning har forårsaget forstyrrelser i den normale arbejdsgang og dermed håndtering af de forsikrede ledige, er det muligt, at den også påvirker modellernes resultater. Som beskrevet i afsnit 5.3 var der faldende rettidighed ikke kun for de unge omfattet af reformen, men også for de øvrige analysegrupper. Hvis denne faldende rettidighed afspejler administrationsmæssige problemer i jobcentrene i forbindelse med omlægningen, kan det eksempelvis tænkes, at omlægningen også kunne have haft en betydning for kvaliteten af den hjælp og rådgivning, den enkelte ledige modtog i perioden. En ringere kvalitet vil alt andet lige kunne forbindes med en reduktion i den lediges muligheder for at forlade ledigheden, og det er derfor muligt, at det påvirker de estimerede effekter af samtalerne i nedadgående retning i den første tid efter omlægningen. Derudover er det vigtigt at være opmærksom på, at de estimerede koefficienter ikke nødvendigvis fanger den kausale effekt af samtalerne. I det tilfælde, at der er betydelig selektionsbias til stede, som der ikke er kontrolleret for med de forklarende variable, så vil koefficienterne opfange summen af samtalernes kausale effekt og den tilstedeværende selektionseffekt. Når det er sagt, skal det bemærkes, at resultaterne fra de estimerede modeller er robuste med hensyn til alternative specifikationer af modellerne (ikke vist). Der er således forsøgt at anvende andre baseline intervaller, kun at udnytte informationen i første samtale i ledighedsforløbet, at udelukke indikatorerne for deltagelse i og afsluttet deltagelse i aktivering, da de muligvis er korreleret med uobserverbare faktorer, at anvende kvartalsindikatorer i stedet for månedsdummies, samt at udelukke de regionale arbejdsløshedsrater. Ingen af disse alternative specifikationer ændrede på den kvalitative betydning af effekten af hovedparametrene af interesse.

100 8 Konklusion 94 8 Konklusion I dette speciale analyseres det, om forsikrede nyledige mellem 18 og 65 år forlader ledigheden hurtigere ved at modtage jobsamtaler med en sagsbehandler fra jobcentret rettidigt. Med andre ord undersøges det, hvordan afgangsraten ud af ledighed påvirkes, ved at de afholdte jobsamtaler opfylder lovgivningens tidsrammer for samtaleafholdelsen. Da reformen af ungereglerne pr. 1. august 2009 anvendes som kilde til eksogen variation i analyserne for de unge under 30 år, undersøges det i den forbindelse også, om kravene om fremrykket indsats indført med reformen overordnet får de unge ledige hurtigere i selvforsørgelse. For at danne de teoretiske forventninger til effekten af rettidigheden på afgangsraten ud af ledighed anvendes en søgeteoretisk model af Van den Berg & van der Klaauw (2006). Herudfra vises det, at afgangsraten overordnet forventes at stige som følge af en rettidig samtale, hvis det rådgivende element af samtalen har større betydning end det overvågende element. Der argumenteres dog for, at der potentielt vil være et tids-lag mellem samtalen og den positive effekt af rådgivningen herfra, eftersom jobsøgning ofte er en tidskrævende proces. Hvis samtalerne derimod har en primært overvågende funktion, er der til gengæld risiko for negative effekter af at modtage samtalerne rettidigt, da den ledige muligvis substituerer noget af sin søgeindsats fra effektive søgemetoder til mindre effektive metoder det er især udtalt, hvis den ledige har gode muligheder for at søge via uformelle søgekanaler. De empiriske analyser af effekten af rettidigheden udføres ved hjælp af varighedsmodeller i form af en proportional hazard (PH) model og en mixed proportional hazard (MPH) model for afgangsraten til selvforsørgelse. Det anvendte data stammer fra DREAM-registret, som er meget rigt på information om den enkelte lediges forsørgelseshistorik og deltagelse i aktive tilbud. De empiriske analyser foretages separat for forskellige analysegrupper bestående af henholdsvis mænd og kvinder under 30 år og mænd og kvinder over 30 år. Da indførelse af ungereformen udnyttes i analyserne for de unge under 30, estimeres der også separate modeller for henholdsvis unge mænd og kvinder omfattet af reformen og ikke omfattet af reformen. På den måde fås en indikation af, om rettidigheden af samtalerne har en anden påvirkning på afgangsraten fra ledighed til selvforsørgelse i situationen med intensiverede regler i forhold til situationen, hvor reglerne er som før reformen. For alle analysegrupper estimeres to sæt af modeller. I det første sæt antages effekten af samtalerne at være konstant i tre måneder efter, at samtalen er afholdt. I det næste sæt tillades effekten af samtalerne at være forskellig i den første måned efter samtalen i forhold til de to næstfølgende måneder. Alle de estimerede MPH-modeller antyder, at der ikke er nogen uobserverbar heterogenitet af betydning. De præsenterede resultater stammer derfor fra PH-modellerne. For mændene under 30 år viser resultaterne fra analyserne med konstant samtaleeffekt i tre måneder, at der overordnet er et signifikant fald i afgangsraten fra ledighed efter at have modtaget

101 8 Konklusion 95 både rettidige og ikke-rettidige jobsamtaler. Trods de negative effekter af samtalerne er der alligevel en signifikant positiv effekt på afgangsraten på omkring 22 % ved at være omfattet af de intensiverede regler. Dette resultat er i tråd med tidligere evalueringer af fremrykkede indsatser for forsikrede ledige og anden forskning vedrørende samtaler mellem sagsbehandlere og ledige. Det indikerer, at der overordnet set er positive effekter ved både at modtage samtaler og aktivering tidligere i forløbet. Grundet de negative effekter af selve samtalerne tolkes den positive effekt til at være drevet af en motivationseffekt ved udsigten til den fremrykkede indsats. På baggrund heraf vil det således kunne forventes, at den samlede effekt af at modtage jobsamtaler rettidigt, dvs. inklusiv motivationseffekten, er positiv for de forsikrede ledige mænd under 30 år, og at de dermed vil bidrage til at reducere den gennemsnitlige varighed i ledigheden. Resultaterne fra analysen med tidsvarierende effekt viser, at afgangsraten for mændene under 30 år falder i den første måned efter såvel rettidige som ikke-rettidige samtaler, men at effekten af samtalerne bliver insignifikant i de to efterfølgende måneder. Samtidig er der stadig en signifikant positiv effekt af at være omfattet af reformen. De tidsvarierende resultater understøtter dermed, at der kan være motivationseffekter op til, at samtalerne skal afholdes, som bevirker, at effekten af selve samtalen bliver negativ. De tidsvarierende samtaleeffekter understøtter samtidig, at der kan være et tids-lag i virkningen af en eventuelt tilpasset jobsøgningsstrategi efter at have modtaget en samtale. For mændene over 30 år er de estimerede effekter af de rettidige og ikke-rettidige samtaler næsten identiske med de fundne effekter for de unge mænd. Det gælder både i modellen med konstante effekter og modellen med tidsvarierende effekter. Selvom det for denne gruppe er svært at sige, hvad der driver de negative resultater, da der ikke er en kilde til eksogen variation som for de unge, så er en mulig tolkning også her, at det i overvejende grad skyldes positive motivationseffekter. Det skyldes den store lighed med de unge mænds resultater, hvilket suppleres af en indikation af motivationseffekter ud fra de empiriske afgangsrater for mændene over 30 år. Ses der på resultaterne for kvinderne under 30 år, er der i den første model med konstant effekt et signifikant negativt fald i afgangsraten ved at modtage jobsamtaler rettidigt, mens effekterne af de ikke-rettidige samtaler er insignifikante. Det til trods, er der også for denne gruppe en signifikant positiv stigning i afgangsraten på ca. 28 % ved at være omfattet af ungereformen. Da der specielt for denne gruppe er et relativt lille antal ikke-rettidige samtaler, er det sandsynligt, at det har betydning for den manglende signifikans af effekterne af de ikke-rettidige samtaler. Tolkningen af resultaterne er overordnet, at den positive effekt af at være omfattet af reformen til dels skyldes positive motivationseffekter, som for mændene, til dels, at kvinderne i større omfang gør brug af de formelle søgemetoder, som de med den fremrykkede indsats eventuelt bruger mere intensivt tidligere i forløbet. Igen kan der derfor argumenteres for, at der overordnet set kan forventes et fald i den gennemsnitlige varighed af ledigheden, selvom der ikke er nogen positiv effekter af selve samtalerne.

102 8 Konklusion 96 Det mest robuste resultat fra analysen af de tidsvarierende samtaleeffekter for de unge kvinder er, at der fortsat er en positiv effekt ved at være omfattet af reformen, selvom resultaterne fra de rettidige og ikke-rettidige samtaler generelt er lidt blandede. Alt i alt tolkes resultaterne til at understøtte resultaterne fra analysen med konstante samtaleeffekter. Som de sidste er der resultaterne for kvinderne over 30 år. For denne gruppe ses igen en negativ effekt på afgangsraten ved at modtage jobsamtaler. De tidsvarierende effekter indikerer dog, at det er i den første måned efter samtalen, at effekten er negativ, hvorefter den bliver insignifikant - eller svagt positiv i tilfældet efter en ikke-rettidig samtale. Der argumenteres for, at det er svært alene på baggrund af disse resultater at sige noget om den samlede betydning af rettidigheden i samtalerne. På baggrund af de fundne effekter for kvinder under 30 år, kan en mulig forklaring igen være, at der er en kombination af motivationseffekt og fremrykket søgeeffekt med et eventuelt tids-forskudt afkast. Alt i alt er de mest robuste resultater fra analyserne, at både de unge mænd og kvinder får en gennemsnitligt kortere varighed af ledigheden ved at modtage (eller have udsigt til modtage) såvel samtaler som aktivering tidligere i forløbet, om end årsagen til de positive effekter muligvis ikke er helt ens for de to grupper. Det betyder, at rettidigheden af samtalerne samlet set kan forventes at have den ønskede effekt for disse grupper. Det skal dog bemærkes, at såfremt der er betydelig selektionsbias til stede, så vil denne også være opfanget i de estimerede parametre. I dette speciale er det kun effekten af rettidighed af samtaler på varigheden af ledighedsforløbene, der er blevet belyst. Der kan imidlertid være andre positive effekter end afkortning af tiden som ledig. En oplagt udvidelse er at se på, hvordan rettidigheden af samtalerne påvirker de efterfølgende forløb i selvforsørgelse. Hvis den løbende kontakt med de ledige sikrer en mere målrettet afklaring af egne mål og kompetencer hurtigere i forløbet, vil dette potentielt kunne føre til øget sandsynlighed for bedre match mellem den ledige og jobbet pga. mere målrettet søgning. Resultatet af det bedre jobmatch vil være en øget sandsynlighed for, at tiden som selvforsørget forlænges, fordi de ledige vil være bedre stillet til at holde på jobbet. Alternativt vil der være risiko for et dårligere match, hvis den hurtigere afgang fra selvforsørgelse skyldes accept af dårligere tilbud for at undgå samtalernes overvågende element. En anden udvidelse kunne være at anvende en competing risks model, hvor der skelnes mellem hvilke tilstande, den ledige afgår fra ledigheden til. Det kunne f.eks. være relevant at undersøge, om den regelmæssige kontakt med jobcentret eventuelt er med til at skubbe nogle grupper ud af dagpengesystemet eller helt ud af arbejdsmarkedet frem for ind i selvforsørgelse. Sådan et forhold kunne eksempelvis være gældende for svagere stillede personer, som finder møderne og de tilhørende krav for stressende, eller personer, der vælger at gå på efterløn frem for at skulle leve op til de regelmæssige krav som ledig.

103 9 Referencer 97 9 Referencer Abbring, J. H. & G. J. Van den Berg (2003). The nonparametric identification of treatment effects in duration models. Econometrica, 71 (5), Abbring, J. H., G. J. Van den Berg & J. van Ours (2005). The effect of unemployment insurance sanctions on the transition rate from unemployment to employment. Economic Journal, 115, Aftale om forenkling af beskæftigelsesindsatsen, 4. maj Aftalen kan downloades fra beskæftigelsesministeriets hjemmeside: tigelsesindsatsen.aspx Allison, P. (2004). Event history analysis. I M. A. Hardy & A. Bryman (eds.), Handbook of Data Analysis. Thousand Oaks, CA: Sage. Andersen, T. & M. Svarer (2007). Flexicurity labour market performance in Denmark. CESifo Economic Studies, 53 (3), Arbejdsdirektoratet (2009). Rådighedsstatistikken, 1. halvår Rådigheden for forsikrede ledige. Rapport. Arbejdsmarkedsstyrelsen (2010). DREAM. Notat af 14. juni 2010, version 22. Kan downloades herfra: Arbejdsmarkedsstyrelsen (2011). Aftale om afbureaukratisering. Hjemmeside. Kan ses her: Arbejdsmarkedsstyrelsen (2011). Kravspecifikation for nye målinger af indsats til tiden. Kontaktforløb for forsikrede. Version 3. Dokumentet kan downloades herfra: Bekendtgørelse af lov om arbejdsløshedsforsikring m.v. LBK nr. 574 af 27. maj 2010, retsinformation.dk: https://www.retsinformation.dk/forms/r0710.aspx?id= Bekendtgørelse om en aktiv beskæftigelsesindsats. BEK nr. 58 af 27. januar 2011, retsinformation.dk: https://www.retsinformation.dk/forms/r0710.aspx?id= Bekendtgørelse om kommunernes medfinansiering af arbejdsløshedsdagpenge og befordringsgodtgørelse til de forsikrede ledige. BEK nr af 14. december 2009, retsinformation.dk: https://www.retsinformation.dk/forms/r0710.aspx?id= Cameron, A. C. & P. K. Trivedi (2005). Microeconometrics, methods and applications. Cambridge University Press. Cleves, M., W. W. Gould, R. G. Gutierrez & Y. Marchenko (2008). An introduction to survival analysis using Stata, 2nd Edition. Stata Press, College Station, TX. Cockx, B. & M. Dejemeppe (2007). "Is the notification of monitoring a threat to the unemployed? A regression discontinuity approach." CESifo Working Paper Series 2042

104 9 Referencer 98 Crépon, D., M. Dejemeppe & M. Gurgand (2005). Counseling the unemployed: Does it lower unemployment duration and recurrence? IZA Discussion Paper 1796, IZA, Bonn. Danmarks Statistik (2010). Arbejdskraftundersøgelsen, tema, 4. kvt Nyt fra Danmarks Statistik, nr. 90. Dolton, P. & D. O Neill (2002). The long-run effects of unemployment monitoring and work-search programs: experimental evidence from the United Kingdom. Journal of Labor Economics, 20 (2), Dolton, P. & W. van der Klaauw (1995). Leaving teaching in the UK: a duration analysis. The Economic Journal, 105 (429), Fougère, D., J. Pradel & M. Roger (2009). Does the public employment service affect search effort and outcomes? European Economic Review, 53, Fredriksson, P. & B. Holmlund (2006). Improving incentives in unemployment insurance: A review of recent research. Journal of Economic Surveys, 20 (3), Geerdsen, L. P. & A. Holm (2007). Duration of UI periods and the perceived threat effect from labour market programmes. Labour Economics, 14 (3), Gutierrez, R. G., S. Carter & D. M. Drukker (2001). sg160: On boundary-value likelihood-ratio tests. Stata Technical Bulletin, 60, Reprinted in Stata Technical Bulletin Reprints, 10, College Station, TX: Stata Press. Hägglund, P. (2006). Are there pre-programme effects of Swedish active labour market policies? Evidence from three randomized experiments. IFAU working paper 2006:2, IFAU. Heckman, J. & B. Singer (1984). A method for minimizing the impact of distributional assumptions in econometric models for duration data. Econometrica, 52 (2), Jenkins, S. P. (2005). Survival analysis. Unpublished manuscript. Institute for Social and Economic Research, University of Essex. Kan downloades fra: eller direkte fra: Jensen, P., M. Rosholm & M. Svarer (2003). The response of youth unemployment to benefits, incentives, and sanctions. European Journal of Political Economy, 19, Kiefer, N. K. (1988). Economic duration data and hazard functions. Journal of Economic Literature, 26 (2), Kjærsgaard, L., M. Rosholm & G. Van den Berg (2010). To meet or not to meet (your case worker) That is the question. Under udarbejdelse. Lancaster, T. (1990). The econometric analysis of transition data. Cambridge University Press, Cambridge. LO (2007). Zoom på arbejdsmarkedet Landsorganisationen i Danmark.

105 9 Referencer 99 Lov om en aktiv beskæftigelsesindsats. LBK nr af 14. december 2009 med efterfølgende ændringer, retsinformation.dk: https://www.retsinformation.dk/forms/r0710.aspx?id= Lov om ændring af lov om arbejdsløshedsforsikring m.v. (Nedsættelse af dagpengeperioden). Lov nr. 703 af 25. juni 2010, retsinformation.dk: https://www.retsinformation.dk/forms/r0710.aspx?id= Lov om ændring af lov om en aktiv beskæftigelsesindsats, lov om arbejdsløshedsforsikring m.v., lov om aktiv socialpolitik og lov om integration af udlændinge i Danmark (Afbureaukratisering af reglerne om aktivering af unge, sanktionsreglerne for kontant- og starthjælpsmodtagere og målretning af aktiveringsindsatsen m.v.). Lov nr. 479 af 12. juni 2009, retsinformation.dk: https://www.retsinformation.dk/forms/r0710.aspx?id= Meyer, B. (1990). Unemployment insurance and unemployment spells. Econometrica, 58 (4), Meyer, B. (1995). Lessons from the U.S. unemployment insurance experiments. Journal of Economic Literature, 33 (1), Mortensen, D. T. (1977). Unemployment insurance and job search decisions. Industrial and Labor Relations Review, 30 (4), Mortensen, D. T. (1986). Job search and labor market analysis. I O. Ashenfelter & R. Layard (eds.), Handbook of Labor Economics, 2, , North-Holland, Amsterdam. Mortensen, D. T. & T. Vishwanath (1994). Personal contacts and earnings. Labour Economics, 1, Mploy og Beskæftigelsesregion Hovedstaden & Sjælland (2010). Analyse af årsager og kilder til manglende rettidighed. Rapport. Kan downloades herfra: af%20aarsager%20og%20kilder.aspx Orientering om det enstrengede beskæftigelsessystem ændringer som følge af L 185. SKR nr 9403 af 25. juni 2009, retsinformation.dk: https://www.retsinformation.dk/forms/r0710.aspx?id= Rosholm, M. (2008). Experimental evidence on the nature of the Danish employment miracle. IZA Discussion Paper 3620, IZA, Bonn. Rosholm, M. & M. Svarer (2008). The threat effect of active labour market programmes. The Scandinavian Journal of Economics, 110 (2), Rosholm, M. & M. Svarer (2009). Kvantitativ evaluering af Hurtig i gang 2. Rapport. Kan downloades herfra: Rosholm, M. & M. Svarer (2010). Effekter af samtaler I den aktive arbejdsmarkedspolitik. Rapport. Kan downloades herfra:

106 9 Referencer 100 Skrivelse ang. overgangsbestemmelser i de nye regler om beskæftigelsesindsatsen for unge. SKR nr af 11. august 2009, retsinformation.dk: https://www.retsinformation.dk/forms/r0710.aspx?id= Svarer, M. (2010). The effect of sanctions on exit from unemployment: Evidence from Denmark. Economica, Van den Berg, G. (1990). Nonstationarity in job search theory. Review of Economic Studies, 57, Van den Berg, G. (2001). Duration models: Specification, identification and multiple durations. I Heckman, J.J. & E. Leamer (eds.), Handbook of Econometrics, 5, , North-Holland, Amsterdam. Van den Berg, G. & B. van der Klaauw (2006). Counseling and monitoring of unemployed workers: Theory and evidence from a controlled social experiment. International Economic Review, 47 (3), Van den Berg, G., B. van der Klaauw & J. van Ours (2004). Punitive sanctions and the transition rate from welfare to work. Journal of Labor Economics, 22, Van den Berg, G., J., A. Bergemann & M. Caliendo (2009). The Effect of Active Labor Market Programs on Not-Yet Treated Unemployed Individuals. Journal of the European Economic Association, 7 (2-3), Wooldridge, J. M. (2002). Econometric analysis of cross section and panel data. MIT Press, Cambridge, MA.

107 10 Appendiks Appendiks Appendiks A Tabel A.1. Antal bruttoledige a-dagpengemodtagere, antal rådighedssanktioner til dagpengemodtagerne og antal sanktioner regnet som andel af antal personer Periode Antal personer Antal sanktioner Andel sanktioner ift. personer (pct.) 1. kvt ,61 2. kvt ,05 3. kvt ,12 4. kvt ,32 1. kvt ,55 2. kvt ,58 3. kvt ,55 4. kvt ,26 1. kvt ,32 2. kvt ,32 3. kvt ,56 Note: Antal personer viser, hvor mange personer der har modtaget a- dagpenge i kortere eller længere tid inden for den viste periode. Tallene er for bruttoledighed, dvs. både personer i ledighed og aktivering er inkluderet. Antal sanktioner viser det samlede antal rådighedssanktioner, a-kasserne har givet til a-dagpengemodtagere inden for den valgte periode. Sanktioner som følge af manglende oplysninger i CV'er er ikke medtaget i opgørelsen. Kilde: Beregnet på baggrund af tal fra Jobindsats.dk.

108 10 Appendiks 102 Appendiks B Figur B.1. Tidslinje over aktiviteter målrettet deltagergruppen i Hurtigt i gang 1 målt fra starten af ledighedsforløbet Start unempl. spell Letter to treatment group with details of the program Job search program (2 weeks) Intensive Contact with PES Activation program Reassignment of individuals who have not yet found a job weeks 5-6 weeks 4 months 6-7 months Note: PES (Public Employment Service) henviser til AF/jobcentrene. Kilde: Graversen & van Ours (2008), s Tabel B.1. De 4 delprojekter i projekt Hurtigt i gang 2 Projekt nr. Indhold Regioner Jobcentre A Intensivt og kollektivt kontaktforløb Nordjylland Frederikshavn, Brønderslev og Hjørring B Intensivt og Holbæk, Roskilde, Hovedstaden og individuelt Gribskov, Ishøj- Sjælland kontaktforløb Vallensbæk, Vordingborg C Fremrykket aktivering Midtjylland Aarhus D Intensivt og kollektivt kontaktforløb samt Syddanmark Esbjerg, Vejle fremrykket aktivering Kilde: Rosholm & Svarer (2009), s. 9.

109 10 Appendiks 103 Appendiks C Tabel C.1. Prioritering af tilstande i DREAM databasen og tilstandenes datakilder Tilstand Udvandret, folkepension og død Efterløn og overgangsydelse Skåne- og fleksjob Fleksydelse Førtidspension Syge- og barselsdagpenge Statslig aktivering Dagpengeledighed Kontant-/starthjælp, indtorduktions- /ledighedsydelse, løntilskud og (for)revalidering Orlov AF-aktivering ( ) SVU og VUS Voksenlærling og servicejob SU Kilde Beregnet/cpr-registret Adir-RAM AMFORA KMD KMD KMD AMS-Bestandsdata Adir-RAM KMD og AMFORA AMS-Bestandsdata AMS Undervisningsministeriet/SU AMS-Bestandsdata Undervisningsministeriet/SU Noter: Tilstandene er angivet med højeste prioritet øverst og derefter faldende prioritet ned gennem tabellen. 'Adir': Arbejdsdirektoratet, 'AMS': Arbejdsmarkedsstyrelsen. Kilde: Arbejdsmarkedsstyrelsens notat om DREAM, version 22, Tabel C.2. DREAM koder der indgår i definitionen af sammenlagt offentlig forsørgelse eller deltagelse i tilbud DREAM kode Beskrivelse 111 Fuld ledighed 112 Ledighed (>50 pct. i ugen) 113 Ledighed (<50 pct. i ugen) 121 Ferieledighed fra beskæftigelse 122 Ferieledighed fra beskæftigelse (>50 pct. i ugen) 123 Ferieledighed fra beskæftigelse (<50 pct. i ugen) 124 Ferieledighed fra ledighed 125 Ferieledighed fra ledighed (>50 pct. i ugen) 126 Ferieledighed fra ledighed (<50 pct. i ugen) 131 Arb.parat, kontanthjælp 132 Arb.parat kth., korte vejl. og afklaringsforløb 133 Arb.parat kth., særligt tilrettelagte projekter 134 Arb.parat kth., særligt tilrettelagte uddannelser 136 Arb.parat kth., virksomhedspraktik 139 Arb.parat kth., uoplyst 143 Arb.parat, starthjælp

110 10 Appendiks Arb.parat løntilskud, privat arbejdsplads 146 Arb.parat løntilskud, off. arbejdsplads 211 Løntilskud, privat 212 Løntilskud, kommunal 213 Løntilskud, amt 214 Løntilskud, stat 215 Løntilskud, andet 221 Virksomhedspraktik 222 Korte vejl. og afklaringsforløb 224 Uddannelse ugers selvvalgt udd. (samtidig dagpengeledighed) 412 Børnepasningsorlov 721 Starthjælp 731 Kontanthjælp 732 Kontanthjælp, korte vejl. og afklaringsforløb 733 Kontanthjælp, særligt tilrettelagte projekter 734 Kontanthjælp, særligt tilrettelagte uddannelser 735 Kontanthjælp, ordinær uddannelse 736 Kontanthjælp, virksomhedspraktik 739 Kontanthjælp, uoplyst 751 Løntilskud, off. arbejdsplads, kth/starthjælp 752 Løntilskud, privat arbejdsplads, kth/starthjælp 758 Løntilskud, revalidering 791 Forrevalidering 881 Barselsdagpenge 891 Sygedagpenge 892 Sygedagpenge, delvist raske 893 Sygedagpenge, fra ledighed 894 Sygedagpenge, under aktivering 895 Sygedagpenge, under fleksjob Note: Definitionen tager udgangspunkt i de status-kategorier, der er repræsenteret i data efter udvælgelse af personer med observeret indplaceringsdato.

111 10 Appendiks 105 Tabel C.3. DREAM koder der indgår i definitionen af ledighedsforløb for dagpengemodtagere DREAM kode Beskrivelse 111 Fuld ledighed 112 Ledighed (>50 pct. i ugen) 124 Ferieledighed fra ledighed 125 Ferieledighed fra ledighed (>50 pct. i ugen) 126 Ferieledighed fra ledighed (<50 pct. i ugen) 211 Løntilskud, privat 212 Løntilskud, kommunal 213 Løntilskud, amt 214 Løntilskud, stat 215 Løntilskud, andet 221 Virksomhedspraktik 222 Korte vejl. og afklaringsforløb 224 Uddannelse ugers selvvalgt uddannelse ugers selvvalgt udd. (samtidig dagpengeledighed) Tabel C.4. DREAM koder der indgår i definitionen af udvidet selvforsørgelse DREAM kode Beskrivelse 113 Ledighed (<50 pct. i ugen) 121 Ferieledighed fra beskæftigelse 122 Ferieledighed fra beskæftigelse (>50 pct. i ugen) 123 Ferieledighed fra beskæftigelse (<50 pct. i ugen) 500 Beskæftigelse 511 Servicejob 521 Voksenlærlinge 651 SU-berettiget uddannelse med ydelse 652 SU-berettiget uddannelse uden ydelse 662 SVU (Statens Voksen Uddannelsesstøtte). Selvforsørget Note: Ledighed (<50 pct. i ugen) er medtaget i definitionen for udvidet selvforsørgelse frem for definitionen af ledighedsforløb for at kravet for at forlade ledigheden ikke er for strengt. På denne måde ses deltidsbeskæftigelse også som en succes.

112 10 Appendiks 106 Appendiks D Figur D.1. Antal påbegyndte bruttoledighedsforløb for hele landet, a-dagpengemodtagere år, fordelt på køn og alder. Mænd under 30 år Kvinder under 30 år Antal påbegyndte forløb jan-08 apr-08 jul-08 okt-08 jan-09 apr-09 jul-09 okt-09 jan-10 apr-10 jul-10 Antal påbegyndte forløb jan-08 apr-08 jul-08 okt-08 jan-09 apr-09 jul-09 okt-09 jan-10 apr-10 jul-10 Måned Måned Mænd over 30 år Kvinder over 30 år Antal påbegyndte forløb Antal påbegyndte forløb jan-08 apr-08 jul-08 okt-08 jan-09 apr-09 jul-09 okt-09 jan-10 apr-10 jul-10 jan-08 apr-08 jul-08 okt-08 jan-09 apr-09 jul-09 okt-09 jan-10 apr-10 jul-10 Måned Måned Note: Et bruttoledighedsforløb defineres i målingen på Jobindsats.dk som sammenhængende dage, hvor personen modtager a-dagpenge, er i aktivering eller holder ferie fra ledighed. I målingen registreres et nyt påbegyndt forløb, såfremt personen forinden har haft bare en enkelt dag væk fra bruttoledigheden. Kilde: Beregninger baseret på tal fra Jobindsats.dk.

113 10 Appendiks 107 Appendiks E Figur E.1. Antal ugentlige samtaler i analysesample, opdelt på køn og alder Mænd under 30 år Kvinder under 30 år Antal møder Antal møder Uge Mænd over 30 år Uge Kvinder over 30 år Antal møder Antal møder Uge Uge Note: Det lave antal samtaler i de første uger hænger sammen med, at det kun er nyledige, der indgår i analysen. Jo længere tid der går, jo flere ugentlige samtaler afholdes der i takt med, at flere personer indplaceres i dagpengesystemet. Den overordnede stigning i antal samtaler for kvinderne er stort set konstant, hvilket afspejler den moderate stigning i ledighedsudviklingen for kvinderne, jf. figur 1 i specialet. For mændene ses det, at stigningen i antal samtaler pr. uge i høj grad minder om stigningen i antal påbegyndte forløb pr. uge. Derudover ses det, at antallet af samtaler pr. uge er væsentligt mindre omkring de typiske ferieperioder. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data.

114 10 Appendiks 108 Appendiks F Tabel F.1. Rettidigheden af samtalerne fordelt efter samtalernes nummer indenfor ledighedsforløbet, forsikrede ledige over 30 år, opdelt efter køn Mænd Kvinder Samtalenr. indenfor ledighedsforløb Rettidige samtaler Antal Andel i pct. Ikke-rettidige samtaler Antal Andel i pct. Rettidige samtaler Antal Andel i pct. Ikke-rettidige samtaler Antal Andel i pct , , , , , , , , , , , , , , , , , , ,3 75 5, ,3 64 4, ,3 42 4, ,9 47 5, ,3 34 5, ,5 33 5, ,8 19 5, ,6 17 4, ,1 9 3, ,3 11 4, ,0 9 7, ,9 7 6, ,9 6 9, ,0 0 0, ,2 3 15,8 Total , , , ,8 Note: Total svarer til den samlede opgørelse for den pågældende gruppe i analysesample vist i specialets tabel 3. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data. Tabel F.2. Rettidigheden af samtalerne fordelt efter samtalernes nummer indenfor ledighedsforløbet, forsikrede ledige under 30 år, mænd opdelt efter reform Samtalenr. indenfor ledighedsforløb Rettidige samtaler Antal Omf. af reform Andel i pct. Ikke-rettidige samtaler Antal Andel i pct. Ikke omf. af reform Rettidige samtaler Antal Andel i pct. Ikke-rettidige samtaler Antal Andel i pct , , , , ,6 47 6, ,0 97 7, ,4 15 3, ,3 51 5, ,8 5 2, ,9 30 5, ,1 3 2, ,4 16 4, ,7 2 4, ,6 4 2, ,0 0 0, ,6 1 1, ,0 0 0, ,0 0 0, ,0 0 0,0 9 90,0 1 10, ,0 0 0, ,0 0 0,0 Total , , , ,8 Note: Total svarer til den samlede opgørelse for den pågældende gruppe i analysesample vist i specialets tabel 3. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data.

115 10 Appendiks 109 Tabel F.3. Rettidigheden af samtalerne fordelt efter samtalernes nummer indenfor ledighedsforløbet, forsikrede ledige under 30 år, kvinder opdelt efter reform Samtalenr. indenfor ledighedsforløb Rettidige samtaler Antal Omf. af reform Andel i pct. Ikke-rettidige samtaler Antal Andel i pct. Ikke omf. af reform Rettidige samtaler Antal Andel i pct. Ikke-rettidige samtaler Antal Andel i pct , , , , ,8 18 4, ,4 43 5, ,1 9 3, ,4 13 2, ,3 2 1, ,3 15 4, ,0 0 0, ,3 7 3, ,0 0 0, ,0 3 3, ,7 1 8, ,7 1 2, ,0 0 0, ,0 0 0, ,0 0 0, ,0 0 0, ,0 0 0, ,0 0 0, ,0 0 0,0 Total , , ,4 Note: Total svarer til den samlede opgørelse for den pågældende gruppe i analysesample vist i specialets tabel 3. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data.

116 10 Appendiks 110 Appendiks G Tabel G.1. Definering af a-kassegrupper ud fra de indeholdte a-kassekoder i DREAM data A-kassekode A-kassegruppe i DREAM A-kasse Akademikere 10 Erhvervssproglig 86 Ingeniørernes (IAK) 88 Magistrenes 91 Akademikernes (AAK) 98 Civiløkonomernes (CA) Byggearbejdere 7 Træ-Industri-Byg 37 El-Fagets Fremstilling 15 3F 40 Malersvendenes 34 Nærings- og Nydelsesmiddelarbejdernes Funktionærer 14 Socialpædagogernes Landsdækkende 18 Danmarks Læreres Fælles (DLF) 22 Danske Lønmodtageres (DLA) 57 Stats- og Teleansattes 76 Danske Sygeplejerskers 81 Børne- og Ungdomspædagogernes Landsdækkende (BUPL) 83 Frie Lønmodtageres (FLA) Handel 53 HK/Danmarks 92 Funktionærernes og Tjenestemændendes (FTF) Metalindustri 24 Metalarbejdernes Selvstændige 94 Arbejdsløshedskassen for Selvstændige Erhvervsdrivende (ASE) 95 DANA Arbejdsløshedskasse for Selvstændige Teknikere 62 Funktionærernes og Servicefagenes 67 Ledernes 72 Teknikernes 82 Danske Sælgeres 96 IT-fagets og Merkonomernes Andre 17 Offentligt Ansattes (OAA) 73 Kristelig. ingen a-kasse 0 Kontanthjælpsmodtager tilmeldt AF, tidligere kontanthjælpsmodtager som har været tilmeldt AF, a- kassemedlem der evt. har mistet dagpengeretten

117 10 Appendiks 111 Appendiks H Sammenholdelse af resultater fra PH-modellen og MPH-modellen for hovedvariablerne i analyserne. A. Konstante effekter Tabel H.1. Effekter på afgangsraten fra ledighed til selvforsørgelse, forsikrede ledige under 30 år Mænd (1) (2) (3) Omfattet af reform Ikke omfattet af reform Samlet PH-model MPH-model PH-model MPH-model PH-model MPH-model Rettidig samtale -0,1897 *** -0,1897 ** -0,0807-0,0807-0,1055 ** -0,1055 ** (0,0727) (0,0738) (0,0531) (0,0544) (0,0425) (0,0433) Ikke-rettidig samtale -0,3581 *** -0,3581 *** -0,3019 *** -0,3019 *** -0,3246 *** -0,3246 *** (0,0968) (0,1042) (0,1050) (0,1129) (0,0707) (0,0759) Omfattet af ungereform 0,1990 *** 0,1990 *** Kvinder (0,0489) (0,0499) Rettidig jobsamtale -0,2003 * -0,2004 * -0,2347 *** -0,2347 *** -0,1893 *** -0,1893 *** (0,1093) (0,1110) (0,0742) (0,0748) (0,0605) (0,0612) Ikke-rettidig jobsamtale 0,1302 0,1302-0,1976-0,1976 0,0032 0,0032 (0,1252) (0,1344) (0,1441) (0,1525) (0,0927) (0,0983) Omfattet af ungereform 0,2454 *** 0,2454 *** (0,0744) (0,0749) Noter: Samtaleindikatorerne viser effekterne af at have haft hhv. en rettidig og en ikke-rettidig samtale indenfor de seneste 14 uger. Standardafvigelser angivet i parentes. ***Signifikant på et 1% niveau, **Signifikant på et 5% niveau, *Signifikant på et 10% niveau. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data og data fra DST. Tabel H.2. Effekter på afgangsraten fra ledighed til selvforsørgelse, forsikrede ledige over 30 år, opdelt efter køn (1) (2) Mænd Kvinder PH-model MPH-model PH-model MPH-model Rettidig samtale -0,1093 *** -0,1093 *** -0,1045 *** -0,1045 *** (0,0257) (0,0265) (0,0338) (0,0342) Ikke-rettidig samtale -0,2875 *** -0,2875 *** -0,1068 * -0,1068 (0,0518) (0,0542) (0,0637) (0,0657) Noter: Samtaleindikatorerne viser effekterne af at have haft hhv. en rettidig og en ikke-rettidig samtale indenfor de seneste 14 uger. Standardafvigelser angivet i parentes. ***Signifikant på et 1% niveau, **Signifikant på et 5% niveau, *Signifikant på et 10% niveau. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data og data fra DST.

118 10 Appendiks 112 B. Tidsvarierende effekter Tabel H.3. Tidsvarierende effekter af samtaler på afgangsraten fra ledighed til selvforsørgelse, forsikrede ledige under 30 år (1) (2) (3) Omfattet af reform Ikke omfattet af reform Samlet Uger siden afholdt samtale PH-model MPH-model PH-model MPH-model PH-model MPH-model Mænd Rettidig samtale 0-4 uger -0,2221 *** -0,2221 *** -0,1109 ** -0,1109 * -0,1359 *** -0,1359 *** (0,0784) (0,0790) (0,0563) (0,0574) (0,0455) (0,0461) 4-13 uger -0,0613-0,0613 0,0104 0,0104-0,0014-0,0014 (0,0961) (0,0996) (0,0684) (0,0694) (0,0551) (0,0562) Ikke-rettidig samtale 0-4 uger -0,5190 *** -0,5190 *** -0,5878 *** -0,5878 *** -0,5242 *** -0,5242 *** (0,1293) (0,1352) (0,1551) (0,1603) (0,0987) (0,1024) 4-13 uger -0,1219-0,1219 0,0549 0,0549-0,0556-0,0556 (0,1379) (0,1411) (0,1365) (0,1462) (0,0970) (0,1008) Omfattet af ungereform 0,2012 *** 0,2012 *** (0,0489) (0,0499) Kvinder Rettidig samtale 0-4 uger -0,1851-0,1851-0,2338 *** -0,2338 *** -0,1848 *** -0,1848 *** (0,1166) (0,1172) (0,0768) (0,0777) (0,0632) (0,0640) 4-13 uger -0,1115-0,1115-0,2247 ** -0,2247 ** -0,1536 * -0,1536 * (0,1571) (0,1619) (0,0985) (0,1000) (0,0825) (0,0840) Ikke-rettidig samtale 0-4 uger -0,0740-0,0740-0,4191 ** -0,4190 ** -0,1929-0,1929 (0,1615) (0,1665) (0,2023) (0,2080) (0,1242) (0,1275) 4-13 uger 0,4910 *** 0,4910 *** 0,0690 0,0691 0,2833 ** 0,2833 ** (0,1868) (0,1889) (0,1970) (0,2024) (0,1311) (0,1336) Omfattet af ungereform 0,2466 *** 0,2466 *** (0,0744) (0,0749) Noter: Samtaleindikatorerne viser effekterne af at have haft hhv. en rettidig og en ikke-rettidig samtale indenfor de seneste 14 uger. Standardafvigelser angivet i parentes. ***Signifikant på et 1% niveau, **Signifikant på et 5% niveau, *Signifikant på et 10% niveau. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data og data fra DST.

119 10 Appendiks 113 Tabel H.4. Tidsvarierende effekter af samtaler på afgangsraten fra ledighed til selvforsørgelse, forsikrede ledige over 30 år, opdelt efter køn (1) (2) Mænd Kvinder Uger siden afholdt samtale PH-model MPH-model PH-model MPH-model Rettidig samtale 0-4 uger *** *** *** *** (0.0271) (0.0278) (0.0355) (0.0358) 4-13 uger (0.0328) (0.0335) (0.0426) (0.0435) Ikke-rettidig samtale 0-4 uger *** *** *** *** (0.0726) (0.0744) (0.0879) (0.0898) 4-13 uger * * (0.0701) (0.0715) (0.0853) (0.0862) Noter: Samtaleindikatorerne viser effekterne af at have haft hhv. en rettidig og en ikke-rettidig samtale indenfor de seneste 14 uger. Standardafvigelser angivet i parentes. ***Signifikant på et 1% niveau, **Signifikant på et 5% niveau, *Signifikant på et 10% niveau. Kilde: Egne beregninger baseret på DREAM data og data fra DST.

120 10 Appendiks 114 Appendiks I Figur I.1. Nyansatte lønmodtagere fordelt efter rekrutteringsmetode. 4. kvt Kilde: Danmarks Statistik (2010), s. 1. Tabel I.1. Rekrutteringsmetoder fordelt efter køn, alder, region og branche. 4. kvt Kilde: Danmarks Statistik (2010), s. 2.

Dagpengesystemet formål og incitamenter

Dagpengesystemet formål og incitamenter Dagpengesystemet formål og incitamenter Økonomisk Institut Aarhus Universitet Flexicurity og det danske arbejdsmarked Jobbeskyttelsesregler Arbejdsløshedsunderstøttelse Aktiv arbejdsmarkedspolitik Dagpengesystemet

Læs mere

Det primære mål med den aktive indsats er at få de ledige i job! Rettidighed er proceskrav, og må aldrig blive et mål i sig selv.

Det primære mål med den aktive indsats er at få de ledige i job! Rettidighed er proceskrav, og må aldrig blive et mål i sig selv. N O TAT Hvorfor jobcentre ikke kan/skal nå en rettighed på 100 %! Det primære mål med den aktive indsats er at få de ledige i job! Rettidighed er proceskrav, og må aldrig blive et mål i sig selv. Dette

Læs mere

Lovændringer med ikrafttræden 01.08.09 Der sker pr. 01.08.09 forskellige lovændringer som følge af

Lovændringer med ikrafttræden 01.08.09 Der sker pr. 01.08.09 forskellige lovændringer som følge af Lovændringer med ikrafttræden 01.08.09 Der sker pr. 01.08.09 forskellige lovændringer som følge af Samling af indsatsen og finansieringsansvaret for forsikrede lediges ret til selvvalgt uddannelse under

Læs mere

Appendiks til aftale om afbureaukratisering

Appendiks til aftale om afbureaukratisering Appendiks til aftale om afbureaukratisering Regelforenklinger på beskæftigelsesområdet Regeringen, Dansk Folkeparti, Socialdemokraterne og Radikale Venstre er enige om en gennemgribende forenkling af reglerne

Læs mere

Til orientering vedlægges i endelig korrektur bekendtgørelse om midlertidig arbejdsmarkedsydelse.

Til orientering vedlægges i endelig korrektur bekendtgørelse om midlertidig arbejdsmarkedsydelse. Til a-kasser, jobcentre og kommuner m.fl. Njalsgade 72 A 2300 København S Tlf. 35 28 81 00 Fax 35 36 24 11 ams@ams.dk www.ams.dk CVR nr. 55 56 85 10 Nyhedsbrev om bekendtgørelse om midlertidig arbejdsmarkedsydelse

Læs mere

Beskæftigelsesudvalget, Beskæftigelsesudvalget, Beskæftigelsesudvalget 2014-15 L 58, L 58 A, L 58 B Offentligt

Beskæftigelsesudvalget, Beskæftigelsesudvalget, Beskæftigelsesudvalget 2014-15 L 58, L 58 A, L 58 B Offentligt Beskæftigelsesudvalget, Beskæftigelsesudvalget, Beskæftigelsesudvalget 2014-15 L 58, L 58 A, L 58 B Offentligt Ændringsforslag Forslag til lov om ændring af lov om en aktiv beskæftigelsesindsats, lov om

Læs mere

Baggrundsnotat om konsekvenser af et lempeligere genoptjeningskrav

Baggrundsnotat om konsekvenser af et lempeligere genoptjeningskrav Baggrundsnotat om konsekvenser af et lempeligere genoptjeningskrav Jesper Kühl, De Økonomiske Råds Sekretariat 3.oktober 2014 Notatet redegør for beregningerne af konsekvenserne af at lempe genoptjeningskravet

Læs mere

Forslag. Lov om ændring af lov om arbejdsløshedsforsikring m.v.

Forslag. Lov om ændring af lov om arbejdsløshedsforsikring m.v. Lovforslag nr. L 222 Folketinget 2009-10 Fremsat den 27. maj 2010 af beskæftigelsesministeren (Inger Støjberg) Forslag til Lov om ændring af lov om arbejdsløshedsforsikring m.v. (Nedsættelse af dagpengeperioden)

Læs mere

Analyse 19. september 2012

Analyse 19. september 2012 19. september 1. Konsekvenser af en kortere dagpengeperiode Af Andreas Højbjerre Dagpengeperioden er fra 13 afkortet fra til år. I analysen undersøges lediges afgang fra dagpengesystemet omkring det tidspunkt,

Læs mere

Tsunamivarsel i de kommunale jobcentre

Tsunamivarsel i de kommunale jobcentre Tsunamivarsel i de kommunale jobcentre Antallet af forsikrede ledige med under ét års varighed er fordoblet siden sidste år, og antallet af forsikrede ledige med under 13 ugers ledighed er steget med ikke

Læs mere

Afkortning af dagpengeperioden mulige konsekvenser for bestanden af dagpengemodtagere og kontanthjælpsmodtagere

Afkortning af dagpengeperioden mulige konsekvenser for bestanden af dagpengemodtagere og kontanthjælpsmodtagere Beskæftigelsesregion Hovedstaden & Sjælland Den 13. maj 2011 J.nr. : Afkortning af dagpengeperioden mulige konsekvenser for bestanden af dagpengemodtagere og kontanthjælpsmodtagere Afkortningen af dagpengepengeperioden

Læs mere

AC s forslag til Væk med bøvlet - Juni 2010

AC s forslag til Væk med bøvlet - Juni 2010 Udfordring: Brug andre aktører rigtigt Andre aktører skal bruges, der hvor de skaber en merværdi i forhold til jobcentrene. Det vil sige der hvor de har specialiseret viden om målgruppernes arbejdsmarked

Læs mere

Beretning til Statsrevisorerne om effekten og kvaliteten af andre aktørers beskæftigelsesindsats. August 2013

Beretning til Statsrevisorerne om effekten og kvaliteten af andre aktørers beskæftigelsesindsats. August 2013 Beretning til Statsrevisorerne om effekten og kvaliteten af andre aktørers beskæftigelsesindsats August 2013 BERETNING OM EFFEKTEN OG KVALITETEN AF ANDRE AKTØRERS BESKÆFTIGELSESINDSATS Indholdsfortegnelse

Læs mere

Effektiv beskæftigelsesindsats indsats der virker

Effektiv beskæftigelsesindsats indsats der virker Beskæftigelsesregion Hovedstaden & Sjælland Den 4. marts 2011 Effektiv beskæftigelsesindsats indsats der virker 1. Indledning Beskæftigelsesindsatsen skal i videst muligt omfang baseres på det, der virker

Læs mere

Statusnotat: Akutpakkerne, særlig uddannelsesydelse, midlertidig arbejdsmarkedsydelse og seniorjob

Statusnotat: Akutpakkerne, særlig uddannelsesydelse, midlertidig arbejdsmarkedsydelse og seniorjob Statusnotat: Akutpakkerne, særlig uddannelsesydelse, midlertidig arbejdsmarkedsydelse og seniorjob Lejre 2. august 2013 1. Akutpakkerne 1.1 Akutpakken 31. august 2012 blev der indgået en politisk aftale

Læs mere

Kvalitetsstandard for forsikrede ledige i Norddjurs Kommune

Kvalitetsstandard for forsikrede ledige i Norddjurs Kommune Kvalitetsstandard for forsikrede ledige i Norddjurs Kommune Norddjurs Kommune Godkendt af Kommunalbestyrelsen XXX 2014 Indhold Indledning... 2 Tilmelding som arbejdssøgende... 2 Råd og vejledning om job

Læs mere

Vejledning om aktivering

Vejledning om aktivering Vejledning om aktivering April 2008 Indhold Forord 3 Ydelsesperiode side 4 Jobplan side 4 - Tilbud i jobplan side 6 - Vejledening og opkvalificering side 6 - SU - berettiget uddannelse side 6 - Kursus

Læs mere

Vejledning om opfyldelse af minimumskrav til jobsamtaler og aktive tilbud for a-dagpengemodtagere

Vejledning om opfyldelse af minimumskrav til jobsamtaler og aktive tilbud for a-dagpengemodtagere Vejledning om opfyldelse af minimumskrav til jobsamtaler og aktive tilbud for a-dagpengemodtagere Baseret på lovgivningen i 2011. For 2012 udarbejdes en revideret vejledning Holmens Kanal 20 Postboks 2150

Læs mere

Om at stå til rådighed

Om at stå til rådighed Om at stå til rådighed Arbejdsdirektoratet Juli 2003 Hvordan og hvornår? Hvis du er medlem af en arbejdsløshedskasse (a-kasse) og bliver ledig, har du mulighed for at få dagpenge. For at få dagpenge skal

Læs mere

Bekendtgørelser i forbindelse med udmøntningen af reform af sygedagpengesystemet - ikrafttræden den 5. januar

Bekendtgørelser i forbindelse med udmøntningen af reform af sygedagpengesystemet - ikrafttræden den 5. januar Bekendtgørelser i forbindelse med udmøntningen af reform af sygedagpengesystemet - ikrafttræden den 5. januar Bekendtgørelse om opgørelse af beskæftigelseskrav og beregning af sygedagpenge m.v. I udkastet

Læs mere

Arbejdsløshed, arbejdsløshedsforsikring og konjunktursvingninger?

Arbejdsløshed, arbejdsløshedsforsikring og konjunktursvingninger? Arbejdsløshed, arbejdsløshedsforsikring og konjunktursvingninger? Mette Ejrnæs og Stefan Hochguertel EPRN konference 19. juni 2015 19. juni 2015 1 / 25 Motivation I Danmark har vi en arbejdsløshedsforsikringsordning

Læs mere

Lov om ændring af lov om en aktiv beskæftigelsesindsats og lov om aktiv socialpolitik

Lov om ændring af lov om en aktiv beskæftigelsesindsats og lov om aktiv socialpolitik LOV nr. 239 af 27/03/2006 (Gældende) Lov om ændring af lov om en aktiv beskæftigelsesindsats og lov om aktiv socialpolitik (Pligt for unge under 25 år til at tage en uddannelse, supplering af udlændinges

Læs mere

Analyse 3. oktober 2012

Analyse 3. oktober 2012 3. oktober 2012. Økonomiske konsekvenser af at lempe kravet til at genoptjene dagpenge Af Andreas Højbjerre Dagpengeperioden er fra 2013 afkortet fra 4 til 2 år. Samtidig blev kravet til hvor meget beskæftigelse,

Læs mere

Kapitel 16 Ret og pligt til tilbud for personer, der modtager dagpenge efter lov om arbejdsløshedsforsikring m.v.

Kapitel 16 Ret og pligt til tilbud for personer, der modtager dagpenge efter lov om arbejdsløshedsforsikring m.v. 1 of 34 27/09/2010 10:54 Oversigt (indholdsfortegnelse) LBK nr 1428 af 14/12/2009 Gældende Offentliggørelsesdato: 23-12-2009 Beskæftigelsesministeriet Vis mere... Kapitel 1 Formål Kapitel 2 Målgrupper,

Læs mere

Værd at vide: FOA FAG OG ARBEJDES ARBEJDSLØSHEDSKASSE. Når du er ledig

Værd at vide: FOA FAG OG ARBEJDES ARBEJDSLØSHEDSKASSE. Når du er ledig Værd at vide: FOA FAG OG ARBEJDES ARBEJDSLØSHEDSKASSE Når du er ledig Indhold I arbejde igen vi hjælper dig på vej 3 Udbetaling af dagpenge kend spillereglerne 5 Samtaler Sygdom Ferie CV Transporttid Rådighedssamtaler

Læs mere

Bytorvet 25 2620 Albertslund. Resultatrevision 2013 Albertslund kommune

Bytorvet 25 2620 Albertslund. Resultatrevision 2013 Albertslund kommune Bytorvet 25 2620 Albertslund Resultatrevision 2013 Albertslund kommune Resultatrevision 2013 Det fremgår af Lov om ansvaret for og styringen af den aktive beskæftigelsesindsats, at jobcentrene årligt skal

Læs mere

DEMO UDKAST! Wanek & Myrner. Dagpenge

DEMO UDKAST! Wanek & Myrner. Dagpenge Borgerinformation ydelser Dagpenge Hvis du er medlem af en a-kasse, kan du modtage dagpenge, når du bliver ledig. Du kan være enten fuldtids- eller deltidsmedlem i en a-kasse, og du har forskellige muligheder

Læs mere

Fremsat den 11. april 2012 af beskæftigelsesministeren (Mette Frederiksen) Forslag. til

Fremsat den 11. april 2012 af beskæftigelsesministeren (Mette Frederiksen) Forslag. til Lovforslag nr. L 151 Folketinget 2011-12 Fremsat den 11. april 2012 af beskæftigelsesministeren (Mette Frederiksen) Forslag til Lov om ændring af lov om en aktiv beskæftigelsesindsats, lov om sygedagpenge,

Læs mere

Arbejdsmarkedsstyrelsen har udarbejdet vedlagte nye forsøgsbekendtgørelse (bek. nr. 829 af 5. juli 2011), der træder i kraft den 15. juli 2011.

Arbejdsmarkedsstyrelsen har udarbejdet vedlagte nye forsøgsbekendtgørelse (bek. nr. 829 af 5. juli 2011), der træder i kraft den 15. juli 2011. Til jobcentrene m.fl. Orientering om ny forsøgsbekendtgørelse Arbejdsmarkedsstyrelsen har udarbejdet vedlagte nye forsøgsbekendtgørelse (bek. nr. 829 af 5. juli 2011), der træder i kraft den 15. juli 2011.

Læs mere

Værd at vide: Når du er ledig. F O A s A K A S S E

Værd at vide: Når du er ledig. F O A s A K A S S E Værd at vide: Når du er ledig F O A s A K A S S E Indhold I arbejde igen vi hjælper dig på vej 3 Udbetaling af dagpenge kend spillereglerne 5 Samtaler Sygdom Ferie CV Transporttid Rådighedssamtaler Arbejdskrav

Læs mere

Lovtidende A 2010 Udgivet den 6. maj 2010

Lovtidende A 2010 Udgivet den 6. maj 2010 Lovtidende A 2010 Udgivet den 6. maj 2010 29. april 2010. Nr. 470. Bekendtgørelse om arbejdsløshedsforsikring ved arbejde mv. inden for EØS og i det øvrige udland I medfør af 41, stk. 7, 53, stk. 9, og

Læs mere

Arbejdsmarkedsudvalget (2. samling) AMU alm. del - Bilag 130 Offentligt. Ex. 1 Rødovre Et eksempel på organiseret spil af tid i Jobcentrene.

Arbejdsmarkedsudvalget (2. samling) AMU alm. del - Bilag 130 Offentligt. Ex. 1 Rødovre Et eksempel på organiseret spil af tid i Jobcentrene. Arbejdsmarkedsudvalget (2. samling) AMU alm. del - Bilag 130 Offentligt Ex. 1 Rødovre Et eksempel på organiseret spil af tid i Jobcentrene. Borgeren indkaldes rettidigt til jobsamtale/kontaktsamtale. Borgeren

Læs mere

Notat om reform af beskæftigelsesindsatsen formål og hovedindhold samt implementering i Stevns Kommune

Notat om reform af beskæftigelsesindsatsen formål og hovedindhold samt implementering i Stevns Kommune Notat om reform af beskæftigelsesindsatsen formål og hovedindhold samt implementering i Stevns Kommune Baggrund for ny reform af beskæftigelsesindsatsen Den 18. november 2014 begyndte 1. behandlingen af

Læs mere

matchmodel sådan og derfor Arbejdsmarkedsstyrelsen, oktober 2009 Arbejdsmarkedsstyrelsen Holmens Kanal 20 Postboks 2150 1016 København K www.ams.

matchmodel sådan og derfor Arbejdsmarkedsstyrelsen, oktober 2009 Arbejdsmarkedsstyrelsen Holmens Kanal 20 Postboks 2150 1016 København K www.ams. Arbejdsmarkedsstyrelsen Holmens Kanal 20 Postboks 2150 1016 København K www.ams.dk sådan og derfor II Arbejdsmarkedsstyrelsen, oktober 2009 Med udgangen af 1. kvartal 2010 skal sagsbehandlere i landets

Læs mere

Beskæftigelsesindsatsen og kommunalvalget

Beskæftigelsesindsatsen og kommunalvalget Beskæftigelsesindsatsen og kommunalvalget Millioner på spil for kommunekassen kommune September 2009 DANSK ARBEJDSGIVERFORENING Vester Voldgade 113 1790 København V Tlf. 33 38 90 00 da@da.dk www.da.dk/kommunalvalg2009

Læs mere

UDKAST. Bekendtgørelse om en a-kasses pligt til at vejlede mv.

UDKAST. Bekendtgørelse om en a-kasses pligt til at vejlede mv. UDKAST Bekendtgørelse om en a-kasses pligt til at vejlede mv. I medfør af 65, stk. 6 og 7, og 91, stk. 11, i lov om arbejdsløshedsforsikring m.v., jf. lovbekendtgørelse nr. 348 af 8. april 2014, og 35,

Læs mere

Budget 2013 Udvalget for Job & Arbejdsmarked

Budget 2013 Udvalget for Job & Arbejdsmarked Udvalget for Job & Arbejdsmarked U d v a l g e t f o r J o b & A r b e j d s m a r k e d Side 261 Bevillingsoversigt ( -priser) overslag overslag overslag 5 UDVALGET FOR 159.275 157.855 158.067 157.362

Læs mere

UDKAST 14/08-12. Forslag. til

UDKAST 14/08-12. Forslag. til UDKAST 14/08-12 Forslag til Lov om ændring af lov om arbejdsløshedsforsikring m.v. og lov om aktiv socialpolitik (Suspension af kommunernes 100 pct. finansiering af arbejdsløshedsdagpenge og manglende

Læs mere

Ny konjunkturindikator følg udviklingen i arbejdsfordelinger på Jobindsats.dk

Ny konjunkturindikator følg udviklingen i arbejdsfordelinger på Jobindsats.dk Arbejdsmarkedsstyrelsens nyhedsbrev om Jobindsats.dk Nr. 5, 18. juli 2009 Ny konjunkturindikator følg udviklingen i arbejdsfordelinger på Jobindsats.dk, side 1 Nyt på Jobindsats.dk, side 4 Nøgletal, side

Læs mere

Aftale om 4 forslag til målretning af aktiveringsindsatsen

Aftale om 4 forslag til målretning af aktiveringsindsatsen Aftale om 4 forslag til målretning af aktiveringsindsatsen Aftalepartierne (S, RV, V, K og DF) er enige om på baggrund af et oplæg fra LO og DA at vedtage 4 forslag til en stærkere målretning mod job i

Læs mere

Arbejdsfordeling en fordeling af arbejdet for at undgå afskedigelser

Arbejdsfordeling en fordeling af arbejdet for at undgå afskedigelser Spørgsmål / svar Arbejdsfordeling en fordeling af arbejdet for at undgå afskedigelser Indhold: 1. Hvad er en arbejdsfordeling? 2. Hvem kan modtage supplerende dagpenge under en arbejdsfordeling? 3. Hvilke

Læs mere

Om at stå til rådighed

Om at stå til rådighed Arbejdsdirektoratet August 2009 Om at stå til rådighed INDHOLD 1. INDLEDNING...3 2. BEKRÆFTET ARBEJDSSØGNING...3 3. DIT CV...3 4. SAMTALER MV. HOS JOBCENTERET OG ANDEN AKTØR...4 5. KONTAKTEN MED DIN A-KASSE...4

Læs mere

De fleste af vore medlemmer har en uddannelse som gør, at de vil blive udliciteret til anden aktør, hvis de bliver ledige.

De fleste af vore medlemmer har en uddannelse som gør, at de vil blive udliciteret til anden aktør, hvis de bliver ledige. Anden Aktør Anden Aktør (AA) De fleste af vore medlemmer har en uddannelse som gør, at de vil blive udliciteret til anden aktør, hvis de bliver ledige. I denne pjece fortæller vi om nogle af de vigtigste

Læs mere

UDKAST. Bekendtgørelse om feriedagpenge

UDKAST. Bekendtgørelse om feriedagpenge UDKAST Bekendtgørelse om feriedagpenge I medfør af 75 h, stk. 6, i lov om arbejdsløshedsforsikring m.v., jf. lovbekendtgørelse nr. 348574 af 8. april 201427. maj 2010, som ændret ved lov nr. 14861540 af

Læs mere

Kalibrering af AGL-model og effekter af politikændringer

Kalibrering af AGL-model og effekter af politikændringer d. 28.10.2014 David Tønners (DØRS) Kalibrering af AGL-model og effekter af politikændringer I Dansk Økonomi, efterår 2014 anvendes en AGL-model til at analysere konsekvenserne af ændringer i dagpengesystemet

Læs mere

Når du F O A S A R B E J D S L Ø S H E D S K A S S E. er ledig

Når du F O A S A R B E J D S L Ø S H E D S K A S S E. er ledig Marts 2009 Værd at vide: Når du F O A S A R B E J D S L Ø S H E D S K A S S E er ledig Indhold I arbejde igen vi hjælper dig på vej 3 Udbetaling af dagpenge kend spillereglerne 4 Aktivt arbejdssøgende

Læs mere

Aktivering. Ledernes arbejdsløshedskasse 9. udgave, januar 2014

Aktivering. Ledernes arbejdsløshedskasse 9. udgave, januar 2014 Om Aktivering Ledernes arbejdsløshedskasse 9. udgave, januar 2014 Indhold Side 1. Forord 3 2. Aktivering hvem og hvornår? 4 2.1 Pligt til aktivering 4 2.2 Mulighed for aktivering tidlig indsats 4 2.3 Ret

Læs mere

Husk altid at skrive alle arbejdstimer, også ulønnede, samt timer med selvstændig virksomhed, ferie og sygdom på dagpengekortet.

Husk altid at skrive alle arbejdstimer, også ulønnede, samt timer med selvstændig virksomhed, ferie og sygdom på dagpengekortet. 1 Vejledning om dine rettigheder og pligter som ledig Denne vejledning beskriver dine generelle rettigheder og pligter som ledig. Som ledig skal du stå til rådighed for arbejdsmarkedet, men der er flere

Læs mere

REFORMCOCKTAIL VINDER PÅ GODT OG LOVENDE INDHOLD

REFORMCOCKTAIL VINDER PÅ GODT OG LOVENDE INDHOLD Page 1 of 5 REFORMCOCKTAIL VINDER PÅ GODT OG LOVENDE INDHOLD Uddannelse til ledige målrettes virksomhedernes behov Styrket kontakt mellem ledige og jobcenter Løft i jobcentrenes service til virksomhederne

Læs mere

Forslag. Lov om ændring af lov om arbejdsløshedsforsikring m.v., lov om fleksydelse og lov om seniorjob. Lovforslag nr. L 9 Folketinget 2010-11

Forslag. Lov om ændring af lov om arbejdsløshedsforsikring m.v., lov om fleksydelse og lov om seniorjob. Lovforslag nr. L 9 Folketinget 2010-11 Lovforslag nr. L 9 Folketinget 2010-11 Fremsat den 6. oktober 2010 af beskæftigelsesministeren (Inger Støjberg) Forslag til Lov om ændring af lov om arbejdsløshedsforsikring m.v., lov om fleksydelse og

Læs mere

Vejledning til lov om seniorjob

Vejledning til lov om seniorjob Page 1 of 7 VEJ nr 9071 af 27/02/2008 Gældende Offentliggørelsesdato: 13-03-2008 Beskæftigelsesministeriet Den fulde tekst Vejledning til lov om seniorjob Indholdsfortegnelse: Indledning Kapitel 1. Lovens

Læs mere

OPFØLGNINGSRAPPORT FOR JOBCENTER NORDFYNS BESKÆFTIGELSESREGION SYDDANMARK

OPFØLGNINGSRAPPORT FOR JOBCENTER NORDFYNS BESKÆFTIGELSESREGION SYDDANMARK OPFØLGNINGSRAPPORT FOR JOBCENTER NORDFYNS BESKÆFTIGELSESREGION SYDDANMARK Opfølgningsrapport 3. kvartal Indhold 1. Indledning... 2 2. Opsummering... 3 3. Resultater af beskæftigelsesindsatsen i jobcenter

Læs mere

Resultatrevision 2012 for Jobcenter Hedensted

Resultatrevision 2012 for Jobcenter Hedensted Resultatrevision 2012 for Jobcenter Hedensted Udarbejdet i april 2013 af Jobcenter Hedensted Niels Espes Vej 8 8722 Hedensted Tlf. 79 75 54 00 www.hedensted.dk/jobcenter Resultatrevision 2012 1 Indhold

Læs mere

Oversigt over. beskæftigelsesordninger. Møde med næstformænd i MED

Oversigt over. beskæftigelsesordninger. Møde med næstformænd i MED Oversigt over beskæftigelsesordninger Møde med næstformænd i MED Den 17. og 18. marts 2014 Oversigt over beskæftigelsesordninger Foreløbigt arbejdspapir I oversigten gennemgås skematisk hovedparten af

Læs mere

Ledig og hvad nu? Her i pjecen kan du søge svar på en række spørgsmål, der typisk melder sig hos dig, der er blevet ledig.

Ledig og hvad nu? Her i pjecen kan du søge svar på en række spørgsmål, der typisk melder sig hos dig, der er blevet ledig. Ledig og hvad nu? Ledig og hvad nu? Her i pjecen kan du søge svar på en række spørgsmål, der typisk melder sig hos dig, der er blevet ledig. y Hvilke papirer skal du aflevere? y Hvordan bliver dagpengene

Læs mere

Hurtigt i gang. det betaler sig

Hurtigt i gang. det betaler sig Hurtigt i gang det betaler sig Arbejdsmarkedsstyrelsen Maj 2008 Sikker viden Denne pjece indeholder en klar opfordring til landets jobcentre: Tag hurtigt kontakt til nye ledige og fasthold en intensiv

Læs mere

Ingeniørforeningens forslag til arbejdsmarkedsreform

Ingeniørforeningens forslag til arbejdsmarkedsreform marts 2012 Ingeniørforeningens forslag til arbejdsmarkedsreform Indledning. Sammen med den tidligere borgerlige regering fik Danmark en beskæftigelsespolitik i stedet for den hidtil førte aktive arbejdsmarkedspolitik.

Læs mere

2 års reglen og den skattefri præmie

2 års reglen og den skattefri præmie Om 2 års reglen og den skattefri præmie Ledernes arbejdsløshedskasse 12. udgave, juni 2011 2 Indhold 1. Indledning 4 2. Kort om fleksibel efterløn 5 3. Kort om dit efterlønsbevis 5 4. 2 års reglen 7 5.

Læs mere

Resultatrevision 2010. Jobcenter Jammerbugt

Resultatrevision 2010. Jobcenter Jammerbugt Resultatrevision 2010 Jobcenter Jammerbugt 1 Indhold 1 Indledning... 3 2 Resultatoversigt... 4 2.1 Resultater... 5 2.1.1 Arbejdskraftreserven... 5 2.1.2 Sygedagpenge over 26 uger... 6 2.1.3 Unge under

Læs mere

Resultatrevision. Jobcenter Skive

Resultatrevision. Jobcenter Skive Resultatrevision Jobcenter Skive 2010 1 Indhold 1.0 Indledning...3 2.0 Ministermål 2010...4 2.1 Scorecard...5 3.0 Resultatoversigt...6 3.1 Resultater (ministerens mål)...6 3.1.1 Arbejdskraftreserven...6

Læs mere

Effekter af samtaler i den aktive arbejdsmarkedspolitik

Effekter af samtaler i den aktive arbejdsmarkedspolitik Effekter af samtaler i den aktive arbejdsmarkedspolitik Michael Rosholm & Michael Svarer 15.11. 2010 Indholdsfortegnelse 1 Resume... 3 2 Indledning... 5 3 Regler og data... 7 3.1 Regelsæt for brugen af

Læs mere

Resultatrevision 2008 jobcenter Odder

Resultatrevision 2008 jobcenter Odder 1 Resultatrevision 2008 jobcenter Odder Sammenligningsgrundlag: Jobcentre med samme rammevilkår: Favrskov, Gribskov, Hedensted, Ringkøbing-Skjern, Skanderborg, Stevns, Tårnby/Dragør. Indledning Med strukturreformen

Læs mere

Merudgifter til finansiering af A-dagpenge som følge af opgørelsesmetoden

Merudgifter til finansiering af A-dagpenge som følge af opgørelsesmetoden KØBENHAVNS KOMMUNE Beskæftigelses- og Integrationsforvaltningen Kontor for Resultatopfølgning NOTAT Merudgifter til finansiering af A-dagpenge som følge af opgørelsesmetoden i KMD A-refusion Afregning

Læs mere

Fremtidens velfærd. Reformudspil: Et moderne og fleksibelt dagpengesystem

Fremtidens velfærd. Reformudspil: Et moderne og fleksibelt dagpengesystem Fremtidens velfærd Reformudspil: Et moderne og fleksibelt dagpengesystem Udgave: 10. juni 2014 1 Ansvaret tilbage til danskerne Mere end 800.000 personer i den arbejdsdygtige alder lever i dag af offentlige

Læs mere

Den aktive beskæftigelsesindsats: Ekspertudvalgets forslag og baggrunden for forslagene

Den aktive beskæftigelsesindsats: Ekspertudvalgets forslag og baggrunden for forslagene Den aktive beskæftigelsesindsats: Ekspertudvalgets forslag og baggrunden for forslagene Møde i Nationaløkonomisk forening 5. marts 2014 Carsten Koch, BER Udgangspunkt: Det danske arbejdsmarked er rimeligt

Læs mere

Notat. Projektbeskrivelse. Forebyggelse af langtidsledighed blandt nyledige. Til: EBU Kopi til: Fra: Jobcenter Assens

Notat. Projektbeskrivelse. Forebyggelse af langtidsledighed blandt nyledige. Til: EBU Kopi til: Fra: Jobcenter Assens Notat Til: EBU Kopi til: Fra: Jobcenter Assens Projektbeskrivelse Forebyggelse af langtidsledighed blandt nyledige Baggrund: I Assens kommune har langtidsledigheden generelt været faldende det seneste

Læs mere

Ny måling viser arbejdsmarkedsstatus før og efter ydelsesforløb

Ny måling viser arbejdsmarkedsstatus før og efter ydelsesforløb Nr. 16, 9. august 2012 Arbejdsmarkedsstyrelsens nyhedsbrev om Jobindsats.dk Ny måling viser arbejdsmarkedsstatus før og efter ydelsesforløb, side 1 Få viden om, hvem der modtager overførselsindkomst, side

Læs mere

FAKTAARK 5. Medarbejdere fra andre EU-lande bruger det sociale system ligesom danske medarbejdere

FAKTAARK 5. Medarbejdere fra andre EU-lande bruger det sociale system ligesom danske medarbejdere Medarbejdere fra andre EU-lande bruger det sociale system ligesom danske medarbejdere Udfordring Europæiske statsborgere kommer ikke til Danmark for at udnytte de danske velfærdsydelser. De kommer, fordi

Læs mere

De kommunale jobcentre har nu flere udbud de kan benytte sig når de vælger at udlicitere den jobsøgende til en privat jobformidler.

De kommunale jobcentre har nu flere udbud de kan benytte sig når de vælger at udlicitere den jobsøgende til en privat jobformidler. Anden Aktør 1 Anden Aktør (AA) De kommunale jobcentre har nu flere udbud de kan benytte sig når de vælger at udlicitere den jobsøgende til en privat jobformidler. Alle som har en videregående uddannelse

Læs mere

Den aktive beskæftigelsesindsats: Ekspertudvalgets indledende overvejelser

Den aktive beskæftigelsesindsats: Ekspertudvalgets indledende overvejelser Den aktive beskæftigelsesindsats: Ekspertudvalgets indledende overvejelser ACs beskæftigelsespolitiske konference d. 24 og 25 okt. 2013 Carsten Koch, BER Hvad sker der? De ledige brokker sig over politikerne,

Læs mere

Efteråret 2014. Undersøgelse af borgertilfredsheden på Jobcenter Rebild

Efteråret 2014. Undersøgelse af borgertilfredsheden på Jobcenter Rebild Efteråret 2014 Undersøgelse af borgertilfredsheden på Jobcenter Rebild Indholdsfortegnelse 1. Rapport Borgertilfredshedsundersøgelse Jobcenter Rebild... 3 1.1 - Kort om undersøgelsen... 3 1.2 - Formål...

Læs mere

BESKÆFTIGELSESINDSATS. Indhold. Ændringer siden seneste udgave (Februar 2015) er understreget og indarbejdet. [ ] = Ikke optrykt.

BESKÆFTIGELSESINDSATS. Indhold. Ændringer siden seneste udgave (Februar 2015) er understreget og indarbejdet. [ ] = Ikke optrykt. Ændringer siden seneste udgave (Februar 2015) er understreget og indarbejdet. [ ] = Ikke optrykt. Love [Kommunefinansieringslov: Lov nr. 994 af 30/8 2015 om kommunernes finansiering af visse offentlige

Læs mere

Beretning til Statsrevisorerne om a-kassernes rådighedsvurderinger. Februar 2008

Beretning til Statsrevisorerne om a-kassernes rådighedsvurderinger. Februar 2008 Beretning til Statsrevisorerne om a-kassernes rådighedsvurderinger Februar 2008 BERETNING OM A-KASSERNES RÅDIGHEDSVURDERINGER i Indholdsfortegnelse I. Introduktion og resultater... 1 II. Indledning...

Læs mere

Økonomiske incitamenter til beskæftigelse

Økonomiske incitamenter til beskæftigelse Økonomiske incitamenter til beskæftigelse Nyt kapitel Langt de fleste har et stærkt økonomisk incitament til at være i beskæftigelse. Den økonomiske gevinst ved at arbejde frem for at modtage overførselsindkomst

Læs mere

Den danske arbejdsmarkedsmodel er blandt. Europas mest fleksible

Den danske arbejdsmarkedsmodel er blandt. Europas mest fleksible Organisation for erhvervslivet 2. april 29 Den danske arbejdsmarkedsmodel er blandt Europas mest fleksible AF KONSULENT JENS ERIK ZEBIS SØRENSEN, JEZS@DI.DK Danmark er ramt af en økonomisk krise, der ikke

Læs mere

Vejledning om at stå til rådighed for arbejdsmarkedet

Vejledning om at stå til rådighed for arbejdsmarkedet 1 Vejledning om at stå til rådighed for arbejdsmarkedet For at modtage dagpenge mens du er ledig, skal du stå til rådighed for det danske arbejdsmarked. Det gør du ved blandt andet at opfylde disse betingelser:

Læs mere

OPFØLGNING PÅ BESKÆFTIGELSESINDSATSEN I MIDDELFART KOMMUNE

OPFØLGNING PÅ BESKÆFTIGELSESINDSATSEN I MIDDELFART KOMMUNE OPFØLGNING PÅ BESKÆFTIGELSESINDSATSEN I MIDDELFART KOMMUNE Til Beskæftigelses- og arbejdsmarkedsudvalget og LBR OPFØLGNING 4. kvt. 212 Opfølgning på beskæftigelsesindsatsen i Kommune I denne rapport sættes

Læs mere

Notat. Status på akutpakken. Det Lokale Beskæftigelsesråd

Notat. Status på akutpakken. Det Lokale Beskæftigelsesråd Notat Til: Vedrørende: Det Lokale Beskæftigelsesråd Akutpakken Status på akutpakken Første del af notatet omfatter en generel orientering om akutpakken og dens indhold. Derefter følger en beskrivelse af

Læs mere

Du kan kontakte os personligt, telefonisk eller på e-mail.

Du kan kontakte os personligt, telefonisk eller på e-mail. Forord Denne orientering handler om de regler, der gælder for ledige medlemmer af en a-kasse. Her omtaler vi kort de muligheder, der findes for ledige samt de rettigheder og pligter, der følger med at

Læs mere

NOTATARK HVIDOVRE KOMMUNE

NOTATARK HVIDOVRE KOMMUNE ARU 3. december 29 NOTATARK HVIDOVRE KOMMUNE Arbejdsmarkedsforvaltningen Jobcenter Sagsbehandler: Anne-Mette Thordal-Christensen Afrapportering på 1-dagesplanen På Arbejdsmarkedsudvalgets møde d. 1. august

Læs mere

Indsatsbeskrivelse for unge 18-24 årige med kompetencegivende uddannelse Kontanthjælpsmodtagere

Indsatsbeskrivelse for unge 18-24 årige med kompetencegivende uddannelse Kontanthjælpsmodtagere Indsatsbeskrivelse for unge 18-24 årige med kompetencegivende uddannelse Kontanthjælpsmodtagere Jobcentret Ungeteamet Februar 2014 Målgruppe Unge 18-24 årige med kompetencegivende uddannelse, der ansøger

Læs mere

Annoncering af. Jobsøgningsforløb. Kravspecifikation

Annoncering af. Jobsøgningsforløb. Kravspecifikation Annoncering af Jobsøgningsforløb 2013 Kravspecifikation Indhold 1. Indledning... 3 1.1. Formål og overordnede rammer for annonceringen... 3 1.2. Rammerne for køb af vejledning og opkvalificering... 3 1.3.

Læs mere

Executive Summary Evaluering af Jobnet blandt jobsøgere. Brugerundersøgelse 2009

Executive Summary Evaluering af Jobnet blandt jobsøgere. Brugerundersøgelse 2009 Executive Summary Evaluering af Jobnet blandt jobsøgere Brugerundersøgelse 2009 Executive Summary Brugerundersøgelse 2009 Af Jeppe Krag Indhold 1 Undersøgelsens resultater...1 1.1 Undersøgelsens gennemførelse...1

Læs mere

Aftale om et enstrenget kommunalt beskæftigelsessystem

Aftale om et enstrenget kommunalt beskæftigelsessystem Aftale om et enstrenget kommunalt beskæftigelsessystem De nye jobcentre har leveret gode resultater. Det gælder både den kommunale og den statslige del af jobcentrene. Et større arbejdsudbud skal fremover

Læs mere

Vejledning til nyledige

Vejledning til nyledige Vejledning til nyledige 1 Indholdsfortegnelse Indledning... 3 Tilmelding som ledig hos jobcentret... 3 Selvbetjening... 3 Afmelding på jobcentret... 3 CV skal på jobnet.dk... 4 Kundenummer og password...

Læs mere

Beskæftigelsesindsatsen i Randers Kommune

Beskæftigelsesindsatsen i Randers Kommune Beskæftigelsesregion Midtjylland Beskæftigelsesindsatsen i Kommune Oversigter med status for arbejdet med ministerens 3 mål for beskæftigelsesindsatsen i 7 og 8 samt indsatsen på sygedagpengeområdet Ministerens

Læs mere

Vejledning til nyledige

Vejledning til nyledige Vejledning til nyledige 1 Indholdsfortegnelse side 2 Forord side 3 Tilmelding som ledig hos jobcentret side 3 Selvbetjening side 3 Afmelding på jobcentret side 3 CV skal på jobnet.dk side 4 Kundenummer

Læs mere

Effektevaluering af Jobcenter Københavns jobklubber for ledige

Effektevaluering af Jobcenter Københavns jobklubber for ledige KØBENHAVNS KOMMUNE Beskæftigelses- og Integrationsforvaltningen Center for Inklusion og Beskæftigelse NOTAT Til Beskæftigelses- og Integrationsudvalget Effektevaluering af Jobcenter Københavns jobklubber

Læs mere

Ledig og hvad nu? STÍ

Ledig og hvad nu? STÍ Ledig og hvad nu? Hvem skal du kontakte? HK s A-kasse har samlet alt arbejde i forhold til dagpenge, efterløn, og så videre i én fælles a-kasse. Du skal derfor kontakte a-kassen, hvis du har spørgsmål

Læs mere

Lovforslag til udmøntning af beskæftigelsesreform 2014

Lovforslag til udmøntning af beskæftigelsesreform 2014 Styrelsen for Arbejdsmarked og Rekruttering Njalsgade 72A 2300 København S Lovforslag til udmøntning af beskæftigelsesreform 2014 Styrelsen for Arbejdsmarked og Rekruttering har den 26. september 2014

Læs mere

OPFØLGNING PÅ BESKÆFTIGELSESINDSATSEN I MIDDELFART KOMMUNE

OPFØLGNING PÅ BESKÆFTIGELSESINDSATSEN I MIDDELFART KOMMUNE OPFØLGNING PÅ BESKÆFTIGELSESINDSATSEN I MIDDELFART KOMMUNE Til Beskæftigelses- og arbejdsmarkedsudvalget og LBR OPFØLGNING 3. kvt. 214 Opfølgning på beskæftigelsesindsatsen i Middelfart Kommune I denne

Læs mere

Resultatrevision 2013

Resultatrevision 2013 Resultatrevision 2013 Indledning Formålet med resultatrevisionen er at vise, om jobcentret har gennemført den nødvendige indsats og opnået gode resultater. Resultatrevisionen skal indeholde opgørelser

Læs mere

Resultatrevision 2013

Resultatrevision 2013 Resultatrevision Sagsbehandler Doknr. Sagsnr. LouiseRas 67093/14 14/7224 Indhold 1. RESULTATREVISIONENS FORMÅL OG INDHOLD... 3 2. RESULTATOVERSIGTEN... 4 2.1. MINISTERENS MÅL... 4 2.2 FORSØRGELSESGRUPPER...

Læs mere

LO konference den 15. september 2005

LO konference den 15. september 2005 ,GHDOHURJDPELWLRQHUIRUGHQ IUHPWLGLJHEHVN IWLJHOVHVLQGVDWV LO konference den 15. september 2005 1 Udfordringer for Århus jobcenter 'HNRPPXQDOHPnOJUXSSHU: 'HIRUVLNUHGHOHGLJH: 21.000 berørte kontanthjælpsmodtagere,

Læs mere

Beskæftigelsesregion Hovedstaden & Sjælland. Nøgletal om resultater i 4. kvartal 2007 for Jobcentergruppe 6

Beskæftigelsesregion Hovedstaden & Sjælland. Nøgletal om resultater i 4. kvartal 2007 for Jobcentergruppe 6 Beskæftigelsesregion Hovedstaden & Sjælland Nøgletal om resultater i 4. kvartal 2007 for gruppe 6 Bornholm Guldborgsund Kalundborg Lolland Odsherred Slagelse Østdanmark Vordingborg Vordingborg Østdanmark

Læs mere

Forord. Du kan kontakte os personligt eller telefonisk eller på e-mail. Tlf.nr. : 7012 3782 E-mail : sta@sta.dk. Web-a-kassen: www.sta.

Forord. Du kan kontakte os personligt eller telefonisk eller på e-mail. Tlf.nr. : 7012 3782 E-mail : sta@sta.dk. Web-a-kassen: www.sta. Forord Denne pjece handler om de mange regler der gælder for ledige medlemmer af en a-kasse. Vi vil omtale hvilke muligheder der findes og hvilke rettigheder og pligter der følger med at modtage arbejdsløshedsdagpenge.

Læs mere

De nye opgaver i jobcenteret hvor ligger udfordringerne

De nye opgaver i jobcenteret hvor ligger udfordringerne NOTAT De nye opgaver i jobcenteret hvor ligger udfordringerne 1. august 2009 overtager kommunerne de opgaver, der nu ligger i den statslige del af jobcenteret. De fleste af de opgaver, staten i jobcenteret

Læs mere

Reglerne på det sociale område

Reglerne på det sociale område Reglerne på det sociale område Indhold Som arbejdsgiverrepræsentant i et koordinationsudvalg skal man ikke have kendskab til den sociale lovgivning i detaljer. Derimod kan det være en fordel at kende til

Læs mere

NOTAT. Orientering om ledigheden (pr. december 2014)

NOTAT. Orientering om ledigheden (pr. december 2014) NOTAT Orientering om ledigheden (pr. december 2014) Indledning Ledigheden opgøres af Danmarks Statistik og bearbejdes af Beskæftigelsesregionen og Styrelsen for Arbejdsmarked og Rekruttering. Disse tal

Læs mere

Orientering om vedtagelse af lovforslag, som udmønter forlig om reform af beskæftigelsesindsatsen

Orientering om vedtagelse af lovforslag, som udmønter forlig om reform af beskæftigelsesindsatsen Orienteringsskrivelse til jobcentrene og arbejdsløshedskasserne m.fl. Styrelsen for Arbejdsmarked og Rekruttering Njalsgade 72A DK-2300 København S www.star.dk T +45 7214 2000 E star@star.dk Orientering

Læs mere