Arbejdsudbuddet blandt enlige mødre: Effekten af en 2-årig forsøgsordning
|
|
- Alfred Torp
- 8 år siden
- Visninger:
Transkript
1 Arbejdsudbuddet blandt enlige mødre: Effekten af en 2-årig forsøgsordning En policyevaluering af effekterne af den 2-årige forsøgsordning om jobpræmie til langtidsledige enlige forsørgere Andreas Orebo Hansen Vejleder: Claus Thustrup Kreiner November, 2012 Abstract This paper examines the impact of the Danish job prize scheme targeted long-term unemployed single parents on the labor force participation of single women with children. The persons eligible for the program, is single parents with children who have been on welfare benefits for 47 weeks from the 3rd of August 2009 until the 2nd of August 2010 and is eligible for extra child allowances. I identify the impact of the job prize scheme by comparing the change in participation rate for single women with children to the change in participation rate for single women with children who s not eligible for child allowances, and therefore not eligible for the job prize. Also I analyze the impact compared to non-single women with children. My evaluation is based on a classical difference-in-differences approach. I find that single women with children increased their participation rate by up to 6.3 percentage points relative to single women with children who s not eligible for child allowances and up to 6.1 percentage points relative to non-single women with children. Jeg vil rette en stor tak til Fonden Kraka, for at stille Danmarks Statistiks registre samt Beskæftigelsesministeriets DREAMdatabase til rådighed. Desuden en særlig tak til Ledende økonom Jonas Zielke Schaarup, Fonden Kraka, for konstruktiv diskussion og sparring igennem hele processen. Ligeledes tak til Forskningschef Esben Anton Schultz, Fonden Kraka, og Ledende arbejdsmarkedsøkonom Andreas Højbjerre, Fonden Kraka, for sparring. Københavns Universitet, Økonomisk Institut, wzb292@alumni.ku.dk
2 Indhold 1 Introduktion 2 2 Empiriske studier af adfærdseffekter Evalueringsestimatoren og de identificerende antagelser Empiriske analyser af deltagelseseffekter for enlige forsørgere Beskrivelse af reform og data Beskrivelse af jobpræmieordningen Identifikation af kontrolgrupper Beskrivelse af data Empiriske resultater Basale beskæftigelseseffekter af jobpræmieordningen Regressionsresultater af ordningens beskæftigelseseffekter Konklusion og diskussion 20 Litteratur 22 Appendiks 24 1
3 1 Introduktion Et vigtigt valg i udformningen af velfærdsprogrammer for lavindkomstpersoner er, om det bør gælde for alle lavindkomstpersoner, eller kun lavtlønnede på arbejdsmarkedet - de såkaldte working poor. I Europa og Skandinavien har velfærdspolitikken typisk haft som målsætning, at garantere et minimum af muligheder for alle individer - inklusiv dem som ikke er i beskæftigelse. I modsætning til dette, har de angelsaksiske lande typisk brugt en relativt stor andel af udgifterne til overførsler på in-work benefit programs, hvor målet er at støtte de lavtlønnede på arbejdsmarkedet. Mange velfærdsydelser i USA er desuden betinget af hjemmeboende børn, eller andre (mere eller mindre) eksogene karakteristika. Denne type velfærdsprogrammer benævnes tagging i den engelsksprogede litteratur, og blev første gang analyseret af George Akerlof (1978). Der er typisk to former for målretning af velfærdsydelser. Den ene målretning er baseret på eksogene personlige karakteristika, dvs. karakteristika som personerne ikke selv vælger eller ikke selv har mulighed for at påvirke gennem deres valg. Hvis det er muligt at identificere eksogene karakteristika, som adskiller rige fra fattige, kan man bruge dem til at omfordele på en efficient måde. Et eksempel er, at relativt mange i lavindkomstgruppen er enlige forældre 1. Ved at basere tildelingen af ydelser på baggrund af disse karakteristika, kan man potentielt reducere adfærdseffekterne af ydelserne, og dermed skabe et mere gunstigt trade off mellem efficiens og lighed. En anden form for målretning af velfærdsydelser, baserer sig på deltagelsesstatus på arbejdsmarkedet, dvs. working poor-politikker. Idéen bag denne type velfærdsprogrammer er, at bekæmpe fattigdom ved at øge incitamentet til arbejdsmarkedsdeltagelse, for derigennem at øge beskæftigelsen blandt lavindkomstgrupper. Målretning af overførsler forbedrer graden af omfordeling per krone, såfremt den pågældende gruppe er overrepræsenteret i bunden af indkomstfordelingen. Ved at lade ydelsen være tilknyttet eksogene karakteristika som er negativt korreleret med (potentiel) indkomst, vil den målrettede politik være i stand til at omfordele mere per krone i efficienstab. Det er således muligt at sænke prisen på lighed, ved at bruge politikker som er målrettet bestemte demografiske karakteristika i befolkningen. Dette kaldes tagging-gevinster. Enlige forældre er et eksempel på en gruppe, som er overrepræsenteret i bunden af indkomstfordelingen (se figur A1 i appendiks). Der bør således være potentiale for tagging-gevinster, ved at målrette ydelser til denne gruppe. Prisen på lighed kan potentielt set være særlig lav ved at lade politikken afhænge af både demografiske karakteristika og beskæftigelsesstatus. Målretter man velfærdspolitikken i begge dimensioner, kan man opnå efficiensgevinster i tilfælde af, at de berørte grupper har højere deltagelseselasticiteter end andre demografiske grupper. Figur A2 i appendiks sammenligner 1 At få børn er selvfølgelig ikke et eksogent karakteristika, men idéen er at udnytte karakteristika, som er mindre følsomme mht. økonomiske incitamenter end indkomst. 2
4 deltagelsesskatterne for enlige forældre og for alle personer i Danmark. Det er værd at bemærke, at deltagelsesskatten for enlige forældre er væsentligt højere end gennemsnittet i bunden af lønindkomstfordelingen. På den baggrund er der således potentiale for store efficiensgevinster ved fordelingspolitik målrettet enlige forældre, som er i beskæftigelse. Der har i de senere år været gentagne eksempler på, at man også i Danmark, har indført politikker der kombinerer working poor-dimensionen med tagging. Blandt eksemplerne på dette, kan nævnes det differentierede beskæftigelsesfradrag som introduceredes i skattereformen fra 2012 med virkning fra 2014, som giver enlige forsørgere et ekstra beskæftigelsesfradrag. Et andet eksempel er jobpræmieordningen målrettet mod langvarige kontanthjælpsmodtagere som er gældende i to år fra 1. juni 2012 samt jobpræmieordningen målrettet langtidsledige enlige forsørgere som er gældende i to år fra 1. januar Jobpræmieordningen målrettet enlige forsørgere, er fokus i nærværende papir. Jobpræmieordningen er en to-årig forsøgsordning, og gives som en skattefri præmie på op til 600 kr. om måneden til langtidsledige enlige forsørgere som finder beskæftigelse. Målet med jobpræmieordningen er at sikre, at alle har en gevinst ved at vælge et liv på arbejdsmarkedet (Forslag til lov om 2 årig forsøgsordning om jobpræmie til enlige forsørgere). Personerne som er omfattet af jobpræmieordningen, har typisk en meget lille økonomisk gevinst ved at vælge beskæftigelse frem for ledighed, da ydelser som fx boligstøtte bliver aftrappet med indkomsten. Ordningens primære hensigt er således at øge det såkaldte forskelsbeløb for den berørte gruppe, for dermed at skabe et større økonomisk incitament til at finde beskæftigelse frem for at være på passiv forsørgelse. For eksemplets skyld, betragter vi en repræsentativ person berettiget til jobpræmien: En enlig forsørger med dagpenge i lejebolig med to børn på henholdsvis 2 og 5 år og en disponibel indkomst efter husleje og daginstitutionsbetaling på ca kr. Hvis denne person kommer i beskæftigelse til en månedlig lønindkomst på kr., vil personen opleve en stigning i disponibel indkomst på 830 kr. Med en jobpræmie øges denne gevinst ved beskæftigelse til kr. om måneden, svarende til, at gevinsten ved beskæftigelse øges med ca. 70 pct. i forhold til gældende regler (Finansministeriet, 2010). Man må således konstatere, at på trods af at 600 kr. om måneden ikke lyder af meget, at der er tale om en relativt stor gevinst for de berørte. Den resterende del af papiret er inddelt i fire afsnit. I afsnit 2 redegør jeg for evalueringsestimatoren samt de identificerende antagelser, og på baggrund af dette motiveres valg af empirisk model. Herefter gennemgår jeg den eksisterende litteratur på området. I afsnit 3 beskriver jeg jobpræmieordningen samt diskuterer valg af kontrolgrupper, hvorefter jeg beskriver de strukturelle forskelle mellem behandlingsgruppen og de valgte kontrolgrupper. I afsnit 4 præsenterer jeg mine empiriske resultater for beskæftigelseseffekten af jobpræmieordningen og i afsnit 5 konkluderer jeg og diskuterer perspektiverne ved en permanent implementering af jobpræmieordningen. 3
5 2 Empiriske studier af adfærdseffekter 2.1 Evalueringsestimatoren og de identificerende antagelser Mit mål er at undersøge beskæftigelseseffekterne af enlige forsørgere, som i perioden 3. august 2009 til 2. august 2010 i mindst 47 uger var berettiget til børnetilskud og helt eller delvist modtog arbejdsløshedsdagpenge, kontanthjælp, sygedagpenge, revalideringsydelse mv., og således var berettiget til jobpræmieordningen 2. Jeg ønsker med andre ord at estimere en behandlingseffekt, dvs. beskæftigelseseffekten af at være omfattet af jobpræmieordningen. Da denne effekt kan være forskellig på tværs af individer og selektionen til ordningen kan være tilfældig, bør man være opmærksom på endogenitet, dvs. muligheden for at selektere sig ind i behandlingsgruppen. Det relevante spørgsmål der ønskes besvaret, er, hvordan de behandlede personer ville have klaret sig, hvis de ikke havde modtaget behandlingen. Metoden i evalueringsanalyser til at formalisere et sådant problem, er den såkaldte Roy-Rubin-model (Roy (1951), Rubin (1974)) 3. Grundpillerne i denne model, er individer, behandling og udfald. I tilfælde af en binær behandling, vil behandlingen, D i, være lig 1 hvis individ i modtager behandling og 0 ellers. Det potentielle udfald er defineret som Y i (D i ) for hvert individ i, hvor i = 1,..., N og N angiver den samlede population. Behandlingseffekten på individ i kan således skrives som: τ i = Y i (1) Y i (0) (1) Det fundamentale evalueringsproblem opstår som følge af, at kun det ene af de potentielle udfald er observeret for individ i 4. Estimationen af den indviduelle effekt, τ i, er således ikke mulig, og man bliver derfor nødt til at koncentrere sig om gennemsnitlige behandlingseffekter. Her findes to muligheder: Den gennemsnitlige behandlingseffekt på den behandlede (ATT 5 ) og den gennemsnitlige behandlingseffekt (ATE 6 ). Den gennemsnitlige behandlingseffekt på den behandlede (ATT) Den parameter som har fået størst opmærksomhed i evalueringslitteraturen, er ATT, som er defineret som: τ AT T = E(τ D = 1) = E [Y (1) D = 1] E [Y (0) D = 1] (2) Da den kontrafaktiske middelværdi for de behandlede, E [Y (0) D = 1], er uobserveret, bliver 2 Ved opgørelsen af de 47 uger, medregnes de uger, hvor personen har modtaget én eller flere af de nævnte ydelser, uanset om ydelserne er udbetalt for hele ugen eller for enkelte dage eller timer i den pågældende uge. 3 Gennemgangen tager afsæt i Caliendo og Kopeinig, Det uobserverede udfald kaldes det kontrafaktiske udfald. 5 Average Treatment effect on the Treated. 6 Average Treatment Effect. 4
6 man nødt til at vælge en passende substitut for at kunne estimere ATT. Man kan bruge udfaldet for de ikke-behandlede individer, E [Y (0) D = 0], men dette medfører typisk nye udfordringer, da der er stor sandsynlighed for, at komponenter som bestemmer behandlingsbeslutningen, typisk også påvirker den relevante udfaldsvariabel. Således vil udfaldet for de behandlede individer og kontrolgruppen afvige, selv i tilfælde af at behandlingen ikke leder til selvselektionsbias. For ATT kan det skrives som: E [Y (1) D = 1] E [Y (0) D = 0] = τ AT T + E [Y (0) D = 1] E [Y (0) D = 0] (3) Forskellen mellem venstresiden af (3) og τ AT T er netop den såkaldte selvselektionsbias. Den sande parameter, τ AT T, er derfor kun identificeret, hvis: E [Y (0) D = 1] E [Y (0) D = 0] = 0 (4) I randomiserede eksperimenter hvor tildelingen til behandling er tilfældig, er dette opfyldt, og behandlingseffekten er identificeret. I naturlige eksperimenter er man nødt til at pålægge nogle identificerende antagelser for at undgå selektionsproblemet i (3) (se eksempelvis Heckman, 1993, og Blundell, Dearden og Sianesi, 2005). Den gennemsnitlige behandlingseffekt (ATE) En anden central parameter er ATE. Denne er defineret som: τ AT E = E [Y (1) Y (0)] (5) ATE beskriver den forventede effekt af behandling for en arbitrær person. Det vil sige den måler effekten af, at en tilfældigt udvalgt person fra populationen modtager behandlingen. Relevansen af ATE afhænger altså i høj grad af, hvilke personer der indgår i populationen. Den yderligere udfordring ved estimation af denne parameter er, at begge kontrafaktiske udfald, E [Y (1) D = 0] og E [Y (0) D = 1], skal konstrueres. I tilfælde af, at personerne udvælges tilfældigt til behandlingen, er ATT og ATE identiske. På baggrund af den måde behandlingsgruppen er afgrænset i forhold til jobpræmieordningen - man skal være enlig forsørgere og modtage offentlig forsørgelse i mindst 47 uger i en allerede afsluttet periode - kan man konstatere, at dette netop er tilfældet her. Valg af estimator: Difference-in-differences Jeg har valgt at estimere beskæftigelseseffekten af jobpræmieordningen med en difference-indifferences-estimator (diff-in-diff). Diff-in-diff-tilgangen er meget udbredt i evalueringslitteratu- 5
7 ren (se eksempelvis Eissa og Liebman, 1996, og Meyer og Rosenbaum, 2001). Udgangspunktet er, at man observerer udfaldet for to grupper af personer i to perioder. Én af grupperne udsættes for en behandling i den anden periode, men ikke i den første (behandlingsgruppen). Den anden gruppe udsættes ikke for behandling i nogle af perioderne (kontrolgruppen). Med gentagne tværsnitsdata, kan modellen skrives som: E it = α + γ 0 T reat i + γ 1 P ost t + γ 2 (T reat P ost) it + ε it hvor T reat i = 1 for personer i behandlingsgruppen og T reat i = 0 for personer i kontrolgruppen, P ost t = 1 efter implementeringen og P ost t = 0 før implementeringen og (T reat P ost) it = 1, hvis personen er i den behandlede gruppe og tidspunktet er efter reformen - ellers er (T reat P ost) it = 0. Effekten af politikken bliver fanget i γ 2. Beskæftigelsen kan variere på tværs af den behandlede gruppe og kontrolgruppen, men kun som følge af en tidsinvariant fixed effect som bliver fanget i γ 0. Ligeledes kan beskæftigelsen variere over tid som følge af andre effekter end politikken, hvilket bliver fanget i γ 1, så længe effekten på de to grupper har samme fortegn. Diff-in-diff-estimatet bliver således: E = ( Ē P ost T G ) (ĒP ) re ĒP T G ost re CG ĒP CG = ˆγ1 + ˆγ 2 ˆγ 1 = ˆγ 2 Diff-in-diff-tilgangen hviler på to identificerende antagelser: (A1) at tidseffekten er identisk på tværs af grupperne, dvs. at grupperne følger den samme underliggende trend (parallel trendantagelsen), og (A2) at der ikke sker ændringer i den strukturelle sammensætning af de to grupper over tid. (A1) kan undersøges ved en grafisk inspektion (jf. nedenfor). Da den behandlede gruppe i nærværende tilfælde er eksogent afgrænset, er (A2) opfyldt per definition. Som et robusthedstest, vil jeg estimere modellen med to forskellige kontrolgrupper samt en række forskellige forklarende variable og specifikationer og på forskellige subsamples. 2.2 Empiriske analyser af deltagelseseffekter for enlige forsørgere Som jeg redegør for herunder, er der en spirende konsensus om, at deltagelseseffekterne blandt enlige forsørgere ved ændringer i deltagelsesskatten er betydelige. Et centralt bidrag til studiet af deltagelseseffekterne blandt enlige forsørgere, er foretaget af Eissa og Liebman (1996), som evaluerer effekterne af den amerikanske skattereform, navnlig udvidelsen af Earned Income Tax Credit (EITC), fra 1986 på arbejdsudbuddet for enlige forsørgere. Her finder de, at arbejdsudbuddet for enlige kvinder med børn steg med 2,8 pct.- point relativt til enlige kvinder uden børn, som følge af skattereformen. Studiet implicerer en elasticitet på omkring 0,6 for enlige mødre med lav uddannelse. Meyer og Rosenbaum (2001) evaluerer ligeledes effekterne på arbejdsudbuddet for enlige 6
8 forsørgere, men udnytter variationen i alle de fire amerikanske skattereformer fra 1984 til De finder i artiklen, at over 60 pct. af stigningen i beskæftigelsen for enlige mødre i perioden 1984 til 1996, kan tilskrives EITC og ændringen i andre skatter. Studierne af Eissa-Liebman og Meyer-Rosenbaum dokumenterer således, at EITC-udvidelsen i 1986 har haft store effekter på arbejdsmarkedsdeltagelsen for enlige mødre USA. Ligesom EITC i USA, var Working Families Tax Credit (WFTC) i England designet til at flytte enlige mødre fra velfærdsydelser til beskæftigelse. Blundell et al. (2000) viser, at denne reform havde succes i forhold til at opnå dette mål. Således finder de, at reformen medførte en relativ stigning i beskæftigelsesgraden blandt enlige mødre med 2,2 pct.-point (svarende til 5 pct.). Et andet interessant studie, er Michalopoulos et al. (2005), som dokumenterer resultaterne af det canadiske Self Sufficiency Programme (SSP). Dette var i høj grad konstrueret på samme måde som EITC og WFTC. Det interessante ved netop dette studie er, at det blev udført som et randomiseret eksperiment, og ikke som en typisk politik-reform. Det var således et perfekt setup til at estimere adfærdseffekterne på arbejdsudbuddet. Michalopoulos et al. finder, at lønpræmien fra SSP ved at finde beskæftigelse, øgede fuldtidsbeskæftigelsen for den behandlede gruppe med 12 pct.-point relativt til kontrolgruppen i 9. kvartal efter ordningens ikrafttræden. Det bør i denne sammenhæng bemærkes, at ordningens udformning gav anledning til en såkaldt delayed exit effect hos den behandlede gruppe, som i det første år efter ordningens ikrafttræden, havde en lavere afgangsrate fra velfærdsydelser end kontrolgruppen. Årsagen til dette må ses som resultat af, at personerne i behandlingsgruppen havde et større incitament til at forblive på offentlig forsørgelse, for således at blive berettiget til jobpræmien. Card og Robbins (1998) har ligeledes evalueret det canadiske eksperiment, og finder, at beskæftigelsesgraden for behandlingsgruppen blev næsten fordoblet relativt til kontrolgruppen. Eissa et al. (2007) finder på baggrund af en evaluering af fire amerikanske skattereformer, at disse har skabt store efficiensgevinster via deltagelsesresponserne for enlige mødre. Litteraturen på området er omfattende for de angelsaksiske lande, hvorimod den er relativt begrænset for de kontinentaleuropæiske lande. Man kan dog nævne et par artikler. Piketty (1998) analyserer introduktionen af en godtgørelse til ikke-arbejdende kvindelige ægtefæller, og finder store deltagelseseffekter, med elasticiteter i størrelsesordenen 0,6-1,0 for kvinder med unge børn. Van Soest (1995) og Van Soest et al. (2002) finder substantielle elasticiteter for kvinder i intervallet 0,5-1,0 i en strukturel model for Holland. På baggrund af ovenstående må man konstatere, at litteraturen peger på betydelige deltagelseseffekter hos kvinder, herunder enlige mødre. 7
9 3 Beskrivelse af reform og data 3.1 Beskrivelse af jobpræmieordningen Den formelle begrundelse for jobpræmieordningen for enlige forsørgere er at sikre, at alle har en gevinst ved at vælge et liv på arbejdsmarkedet. For den berørte gruppe vil der typisk kun være en lille økonomisk fordel ved at tage arbejde, bl.a. fordi de mister boligstøtte eller hel eller delvis friplads til daginstitution, når de får job (Forslag til lov om 2 årig forsøgsordning om jobpræmie til enlige forsørgere). Jobpræmieordningen udnytter begge de ovenfor nævnte former for målretning af velfærdsydelser. For at modtage jobpræmien, skal man således både være enlig forsørger - tagging-aspektet - og være i beskæftigelse - working poor-aspektet. Målgruppen for jobpræmieordningen er personer, der 1. var enlige forsørgere og berettiget til og modtog ekstra børnetilskud 7 den 2. august Personer, som ophører med at være enlige forsørgere efter denne dato er stadig i målgruppen for ordningen. 2. i kvalifikationsvinduet fra den 3. august 2009 til og med 2. august 2010 i mindst 47 uger helt eller delvist har fået løn fra ansættelse i løntilskud eller modtaget én eller flere af følgende ydelser: Arbejdsløshedsdagpenge, kontanthjælp, sygedagpenge, revalideringsydelse mv. Jobpræmien udgør 4 pct. af den indberettede månedlige A-indkomst. Præmien er skattefri og kan, som tidligere nævnt, højst udgøre 600 kr. om måneden - dvs. 4 pct. af indkomster op til kr. Personer med selvstændig virksomhed får et fast skattefrit beløb på 600 kr. i jobpræmie om måneden. Jobpræmien indgår ikke i beregningen af, hvor meget man kan få i offentlige ydelser som fx boligstøtte eller tilskud til daginstitutionsplads. Ordningen får virkning fra 1. januar 2011 og gælder i to år frem. Alle personer som er kvalificeret til ordningen, har per brev modtaget besked herom fra bopælskommunen inden ordningens ikrafttræden, og må således antages at være bekendte med ordningen. I tilfælde af, at ikke alle personer har læst og forstået brevets indhold, kan dette være en kilde til undervurdering af ordningens beskæftigelseseffekt 8. Som det fremgår af beskrivelsen, så vil velfærden for en person som ikke er i beskæftigelse være uændret som følge af ordningens implementering. Derfor vil en person som foretrak at være i beskæftigelse før indførelsen af ordningen, stadig foretrække at være i beskæftigelse. Desuden vil nogle personer udenfor arbejdsmarkedet muligvis finde jobpræmien attraktiv nok til at træde 7 Ekstra børnetilskud ydes sammen med ordinært børnetilskud til enlige forsørgere, der har barnet hos sig. 8 I forbindelse med implementeringen af jobpræmieordningen målrettet langvarige kontanthjælpsmodtagere med virkning fra 1. juni 2012, blev alle de berørte indkaldt til samtale med de relevante myndigheder, og således havde adviseringen om jobpræmieordningen her en mere direkte karakter. 8
10 ind på arbejdsmarkedet. Jobpræmieordningen har således, alt andet lige, en utvetydig positiv effekt på beskæftigelsesgraden for den berørte gruppe. Målgruppen for forsøget er objektivt beskrevet og er afgrænset på en sådan måde, at ingen enlige forsørgere på forhånd har kunnet indrette sig på forsøgsordningen. Det betyder, at man kan se bort fra eventuel selvselektionsbias i analysen og at den behandlede gruppe består af de samme personer over tid. Som implikation af dette, er den identificerende antagelse (A2), nævnt ovenfor, opfyldt. Forslaget til jobpræmien målrettet enlige forsørgere blev præsenteret på Venstres sommergruppemøde allerede den 6. august Som følge af dette, kan man forestille sig at adfærden blandt de berørte af ordningen har ændret sig med udsigten til en større økonomisk gevinst ved at finde beskæftigelse. Man bør derfor være opmærksom på, at medieomtalen af ordningen som følge af Venstres præsentation (se figur A3 i appendiks), kan have givet anledning til annonceringseffekter i forhold til jobpræmieordningen. Ordningen kan med andre ord have haft en effekt på beskæftigelsen for den berørte gruppe, allerede inden den blev implementeret. Dette har jeg valgt at tage højde for i den empiriske analyse, ved at analysere beskæftigelseseffekterne af ordningen allerede fra annonceringstidspunktet. Da gruppen alene består af enlige forsøgere, ser jeg bort fra eventuelle joint labor supply decisions af andre familiemedlemmer 9. Man bør dog være opmærksom på, at der kan være joint labor supply decisions fra børnene, men denne effekt antages at være af et negligeabelt omfang. 3.2 Identifikation af kontrolgrupper Udfordringen i forbindelse med at identificere en god kontrolgruppe er, at komme så tæt på tilfældig udvælgelse som muligt. Det vil sige, givet afgrænsningen af behandlingsgruppen, at identificere en gruppe af personer, som ligner behandlingsgruppen mest muligt. I sidste ende afhænger kvaliteten af resultaterne af, hvorvidt man stoler på valget af kontrolgrupper. Det er derfor helt centralt for analysen, at de valgte kontrolgrupper sikrer, at de identificerende antagelser synes gyldige. Som del af argumentationen for valg af mine kontrolgrupper, vil jeg derfor foretage en grafisk inspektion af, hvorvidt parallel trend-antagelsen synes opfyldt. Der er flere muligheder for udvælgelse af kontrolgrupper. På baggrund af jobpræmieordningens beskrivelse, er der to oplagte dimensioner til afgrænsning af kontrolgrupperne, henholdsvis krav til ledighedsperiode og demografiske karakteristika. Jeg har valgt at benytte to kontrolgrupper til den empiriske analyse. Fordelen ved at have flere kontrolgrupper er, at det gør det muligt at sammenligne resultater. Dette kan være et nyttigt robusthedstest for at jeg estimerer den faktiske effekt af jobpræmieordningen, og ikke 9 Hvis ordningen omfattede familier med to forældre, så ville præmien gennem en indkomsteffekt muligvis reducere sandsynligheden for at personen med den laveste indkomst ville søge beskæftigelse. 9
11 blot forskelle i trends imellem den behandlede gruppe og kontrolgruppen eller stød som påvirker grupperne forskelligt. I sidste ende afhænger troværdigheden af mine resultater således af konsistensen i mine estimater på tværs af forskellige kontrolgrupper, snarere end ét estimat. Kontrolgrupper betinget på ledighedsperiode Når det skal vurderes hvorvidt jobpræmieordningen har haft en beskæftigelseseffekt på de langtidsledige enlige forsørgere, er det oplagt at sammenligne beskæftigelsesgraden for enlige forsørgere som akkurat opfyldte kravene til ledighed, med enlige forsørgere som akkurat ikke opfyldte kravene til ledighed. Det er nemlig, som nævnt, varigheden af ledigheden som afgør hvem der er berettiget til jobpræmien. Der er dog et problem forbundet med denne afgræsning. For at kunne sammenligne de to grupper direkte, forudsætter det, at det eneste der adskiller de to grupper, er jobpræmien - når der er kontrolleret for observérbare, personlige karakteristika vel at mærke. I tilfælde af at der er andre uobserverede faktorer som adskiller de to grupper, kan man ikke være sikker på, at en eventuel forskel i udviklingen i beskæftigelsesgraderne skyldes jobpræmieordningen. Man må forvente, at jo større forskel der er i ledighedsperiode mellem de to grupper, jo større er chancen for at den eventuelle forskel i udviklingen i beskæftigelsesgraderne skyldes uobservérbar heterogenitet. Derfor vil det være optimalt at følge beskæftigelsesudviklingen over den samme tidsperiode for en gruppe der var ledige i 46 uger og en gruppe der var ledige i 47 uger i kvalifikationsvinduet (3. august 2009 til 2. august 2010). På denne måde vil man minimere risikoen for at den eventuelle forskel skyldes uobservérbar heterogenitet. Effekten af jobpræmieordningen vil således være forskellen i beskæftigelsgraden de to grupper imellem på et givent tidspunkt, ex 1. januar 2012, eller over en given tidsperiode. Problemet ved denne identifikationsstrategi er, at grupperne vil indeholde meget få observationer (henholdsvis 43 i behandlingsgruppen og 24 i kontrolgruppen). Dette kan eksempelvis løses ved at sammenligne personer med ugers ledighed med personer der har en ugers ledighedsperiode. En anden mulig måde at afgrænse kontrolgruppen på, er at udregne det gennemsnitlige antal uger behandlingsgruppen har været berørt af ledighed over de sidste tre år, dvs. perioden 2008 til På baggrund af dette kan man konstruere et interval rundt om gennemsnittet (eksempelvis +/- 4 uger), og benytte dette til at udpege forsørgere som har haft en tilsvarende ledighedsperiode de sidste tre år, men som ikke er i den behandlede gruppe. Kontrolgrupper betinget på demografiske karakteristika En anden dimension at afgrænse kontrolgruppen på, er at benytte et eksogent demografisk karakteristikum. Eftersom berettigelse til børnetilskud er en forudsætning for at være kvalificeret til jobpræmien, kan man lade enlige forsørgere med hjemmeboende børn som ikke er berettiget 10
12 til børnetilskud være kontrolgruppe. Det eneste som adskiller behandlingsgruppen og kontrolgruppen vil således være, hvorvidt de er berettiget til børnetilskud, dvs. alderen på forsørgernes børn. I behandlingsgruppen vil forsørgernes børn således være under 18 år og i kontrolgruppen er børnene mellem 18 og 25 år (men dog stadig hjemmeboende). Det, at kontrolgruppen består af enlige forsørgere med børn i alderen 18 til 25 år har den implikation, at personerne i denne gruppe er ældre end personerne i behandlingsgruppen (se tabel A1 i appendiks). Dette må, alt andet lige, formodes at betyde, at personerne i denne gruppe har en lavere deltagelsesskat forbundet med at træde ind på arbejdsmarkedet. Her tænker jeg eksempelvis på at personen, alt andet lige, vil have lavere udgifter til daginstitutioner i tilfælde af at personen træder ind på arbejdsmarkedet, og dermed ikke kan passe barnet hjemme. For at mindske forskellen i deltagelsesskatten mellem de to grupper, bør man derfor også undersøge beskæftigelseseffekterne af jobpræmieordningen for den del af de behandlede, som har børn mellem 15 og 17 år, samt den del af kontrolgruppen, som har børn mellem 18 og 20 år. En anden mulighed for valg af kontrolgruppe på baggrund af eksogene karakteristika er, at udvælge personerne som opfylder kravet til ledighedsperiode, men adskiller sig på forsørgerstatus. Man får således en gruppe bestående af enlige kvinder som ikke er forsørgere. Personerne i denne gruppe modtager selvsagt ikke børnetilskud, og vil derfor have en noget lavere deltagelsesskat, alt andet lige. Dermed er beslutningen om deltagelse på arbejdsmarkedet også en væsentlig anden. Sammenligningen med denne gruppe kan dog være et nyttigt robusthedstjek. Valg af kontrolgrupper Figur 1 viser udviklingen og niveauerne for beskæftigelsesgraden for henholdsvis behandlingsgruppen samt de mulige kontrolgrupper. Af (A) fremgår det tydeligt, at de to kontrolgrupper afgrænset på baggrund af ledighedsperiode, ikke opfylder parallel trend-antagelsen. Begge grupper har således haft en markant højere stigning i beskæftigelsesgraden i året op til annonceringstidspunktet. De to kontrolgrupper afgrænset på baggrund af demografiske karakteristika, henholdsvis enlige forsørgere ikke berettiget til børnetilskud og enlige ikke-forsørgere, ser derimod ud til at opfylde parallel trend-antagelsen. Ligeledes fremgår det af (B), at niveauerne for beskæftigelsesgraderne for kontrolgrupperne afgrænset på demografiske karakteristika, stemmer bedre overens med behandlingsgruppen. Dette er en yderligere indikation af, at disse grupper i højere grad ligner behandlingsgruppen. De to figurer giver mig anledning til at tro, at de identificerende antagelser er opfyldt. På baggrund af denne argumentation, vil jeg benytte de enlige forsørgere som ikke er berettiget til børnetilskud samt enlige ikke-forsørgere som kontrolgrupper i min empiriske analyse Bemærk, at kontrolgrupperne naturligvis også opfylder kravet til ledighed på mindst 47 uger i kvalifikationsvinduet, men at jeg af hensyn til læsevenligheden, vil undlade at blive ved med at eksplicitere dette forhold. 11
13 Figur 1: Udvikling og niveau i beskæftigelsesgrader for potentielle kontrolgrupper (A) Udvikling (B) Niveau Note: Kilde: Året inden annonceringstidpunktet (august 2009) er sat lig 100 i (A). Egne beregninger på Danmarks Statistiks registre samt DREAM-registret. 12
14 3.3 Beskrivelse af data Jeg har til udarbejdelsen af analysen haft adgang til et datasæt med en fuldtælling af den danske befolkning. De benyttede variable stammer fra i alt fem forskellige registre. De første fire registre, person-, indkomst-, familie- og uddannelsesregistret, administreres alle af Danmarks Statistik. Det femte register er Beskæftigelsesministeriets DREAM-database. I analysen benyttes Danmarks Statistiks E-familiedefinition 11. Som mål for beskæftigelse, benyttes DREAM-registrets definition, dvs. beskæftigelseskravet er, at der er betalt arbejdsmarkedsbidrag af lønindtægten i et givent år og måned. Jeg har i analysen valgt alene at fokusere på kvinderne. Således har jeg fjernet alle mænd fra mit sample 12. Dette er gjort for at mindske de strukturelle forskelle mellem behandlingsgruppen og kontrolgrupperne, og dermed sikre, at min estimerede effekt ikke skyldes kønsforskelle. Man bør i denne sammenhæng bemærke, at konsekvensen ved denne selektion er, at resultaterne bliver mindre generelle. Til gengæld må man forvente, at den estimerede effekt bliver stærkere. I tabel A1 i appendiks præsenteres en række karakteristika af behandlingsgruppen og kontrolgrupperne. Kolonne 1 præsenterer en karakteristik af enlige forsørgere som er berettiget til børnetilskud (behandling), kolonne 2 giver en karakteristik af enlige forsørgere som ikke er berettiget til børnetilskud og kolonne 3 giver en karakteristik af enlige ikke-forsørgere. Grupperne består af henholdsvis , og personer. Der er en række forskelle mellem grupperne, som man bør være opmærksom på. Forsørgerne er i gennemsnit yngre og mindre uddannede end ikke-forsørgerne. Desuden har forsørgerne som er berettiget til børnetilskud i gennemsnit 0,6 børn (under 25 år) flere, end forsørgerne som ikke er berettiget til børnetilskud. Andelen af indvandrere er væsentligt større blandt forsørgerne end ikke-forsørgerne. Lønindkomsten er signifikant lavere for forsørgerne end ikke-forsørgerne, hvilket må antages at hænge sammen med, at de i gennemsnit har en længere uddannelse og at deres beskæftigelsesgrad er en smule højere (12 pct. ifht. 9 pct. per 1. januar 2010, jf. figur A4 i appendiks). I tabel 1 præsenteres en karakteristik af ledighedsforløbet for behandlings- og kontrolgrupperne. Som det fremgår, har ledighedsperioden for behandlingsgruppen været henholdsvis 0,3 og 0,7 uger længere end for kontrolgrupperne i Ligeledes var ledighedsperioden i kvalifikationsvinduet 0,2 uger længere for behandlingsgruppen end for kontrolgrupperne. Disse forskelle må konstateres at være af relativt beskeden størrelse. Andelen af helårsledige i kvalifikationsvinduet i behandlingsgruppen var henholdsvis 4,0 og 6,8 pct.-point højere end for kontrolgrupperne, og desuden var ledighedsperioden fra 2008 til 2010 henholdsvis 11,4 og 7,1 uger længere for behandlingsgruppen end for kontrolgrupperne. Disse forskelle afspejler til en 11 En E-familie består af en enlig eller et par med eller uden børn. Hjemmeboende børn regnes med til deres forældre, hvis de bor på samme adresse som mindst én af forældrene, er under 25 år, aldrig har været gift, ikke selv har børn og ikke er part i samboende par. 12 Mændene udgjorde personer i behandlingsgruppen, svarende til 9 pct. 13
15 hvis grad, at personerne i behandlingsgruppen har haft en svagere tilknytning til arbejdsmarkedet, end kontrolgrupperne. Af figur A5 i appendiks fremgår det således også, at i perioden fra 2002 til 2008, har den behandlede gruppe i højere grad været på offentlig forsørgelse, end kontrolgrupperne. De strukturelle forskelle mellem grupperne antyder, at man bør være forsigtig med at drage umiddelbare konklusioner på baggrund af udviklingen i beskæftigelsesgraderne over tid, da disse forskelle kan skyldes chok som påvirker folk med én slags karakteristika anderledes end folk med en anden slags karakteristika. Således er den valgte metode til at kontrollere for demografiske forskelle afgørende for min analyse. Kun hvis resultaterne er konsistente på tværs af forskellige modelspecifikationer, vil jeg få et robust resultat. Tabel 1: Karakteristik af ledighedsforløb for behandlings- og kontrolgrupperne 4 Empiriske resultater 4.1 Basale beskæftigelseseffekter af jobpræmieordningen Figur 2 viser udviklingen i beskæftigelsesgraderne for behandlingsgruppen og kontrolgrupperne. Beskæftigelsesgraden for den behandlede gruppe er steget med 5 pct.-point (fra 14 pct. til 19 pct.) 20 måneder efter ordningens ikrafttræden, svarende til at knap 850 personer er kommet 14
16 i beskæftigelse 13. I forhold til annonceringstidspunktet er beskæftigelsesgraden steget med 9 pct.-point, svarende til at godt personer er kommet i beskæftigelse. Beskæftigelsesgraden for behandlingsgruppen er dermed steget henholdsvis 28 og 45 pct. relativt til kontrolgrupperne 26 måneder efter annonceringstidspunktet. Man bør dog være opmærksom på, at der her ikke er kontrolleret for demografiske forskelle på tværs af grupperne. I tilfælde af at der er signifikante forskelle i ændringen i beskæftigelsesgraderne efter der er kontrolleret for observerbare forskelle, må dette forstås som beskæftigelseseffekten af jobpræmieordningen. Figur 2: Beskæftigelsgraden for behandlings- og kontrolgrupperne Note: Kilde: Beskæftigelseskravet er, at der er betalt arbejdsmarkedsbidrag af lønindtægten i et givent år og måned. For at tage højde for eventuelle annonceringseffekter, er juli 2010 sat lig 100. Egne beregninger på Danmarks Statistiks registre samt DREAM-registret. 4.2 Regressionsresultater af ordningens beskæftigelseseffekter Tabel 2 viser beskæftigelsesgraderne for behandlings- og kontrolgrupperne umiddelbart inden annonceringstidspunktet (første kolonne) samt 20 måneder efter implementeringen (som er de 13 I lovforslaget anslås det, at knap personer, heraf knap kvinder, kommer i beskæftigelse i forsøgsperioden - dvs. efter de to år. 15
17 senest tilgængelige data - anden kolonne). Den tredje kolonne angiver ændringen i beskæftigelsesgraden. Difference-in-differences-estimaterne af beskæftigelsesgraden er angivet i det grå område i tabellen for både en lineær sandsynlighedsmodel (LPM) og for en ikke-lineær binær responsmodel, nemlig probit-modellen 14. For probit-modellen rapporteres de marginale effekter. Årsagen er, at koefficienterne i probit-modellen er vanskelige at fortolke, og derfor rapporteres i stedet marginaleffekter, så det bliver lettere at sammenligne estimaterne med LPM 15. Jeg har for begge modeller rapporteret robuste standardfejl, for at kunne lave inferens i tilfælde af heteroskedasticitet i fejlleddene. Desuden vil der per konstruktion være heteroskedasticitet i fejlleddene i LPM, og derfor er det her strengt nødvendigt at benytte robuste standardfejl. I panel A præsenteres resultaterne af de fulde samples. Beskæftigelsesgraden for behandlingsgruppen steg med 9,5 pct.-point (fra 10,0 pct. til 19,4 pct.). Ændringen i beskæftigelsesgraden for de to kontrolgrupper, enlige forsørgere ikke berettiget til børnetilskud og enlige ikke-forsørgere, var henholdsvis 5,9 og 7,1 pct.-point. Således er beskæftigelsesgraden steget henholdvis 3,5 og 2,3 pct.-point relativt til mine kontrolgrupper, hvilket er statistisk signifikant på henholdsvis 1 pct.-niveau og 0,1 pct.-niveau. Diff-in-diff-estimaterne er ligeledes estimeret i en probit-model, hvilket giver statistisk signifikante resultater på tilsvarende niveauer. De signifikante diff-in-diff-estimater, kan selvsagt også skyldes de strukturelle forskelle mellem behandlings- og kontrolgrupperne. Så for at undersøge nærmere hvorvidt den relative ændring skyldes netop jobpræmieordningen, vil jeg nu fokusere på to forskellige subsamples af mine behandlings- og kontrolgrupper. For at tage højde for den relativt svagere tilknytning til arbejdsmarkedet blandt personerne i behandlingsgruppen (jf. tabel 1 ovenfor), har jeg i panel B udvalgt de personer fra grupperne, som i kvalifikationsvinduet modtog offentlig forsørgelse i mellem 47 og 52 uger. Jeg har med andre ord fjernet helårsmodtagerne i grupperne, for således at tage højde for den større andel af helårsmodtagere i behandlingsgruppen. På denne måde sikrer jeg, at jeg betragter en gruppe af personer, som har nogenlunde samme tilknytning til arbejdsmarkedet, og som alt andet lige burde have samme muligheder for at finde beskæftigelse. I panel C har jeg udvalgt de enlige forsørgere som er berettiget til børnetilskud og som har børn i alderen 15 til 17 år, samt de personer i gruppen af enlige forsørgere som ikke er berettiget til børnetilskud og som har børn i alderen 18 til 20 år. Årsagen til at jeg har valgt dette er, at børnenes alder kan have betydning for deltagelsesbeslutningen. Ved at foretage denne afgrænsning, kommer jeg således tættere på at sammenligne to grupper af personer, som 14 Jeg har valgt at rapportere estimaterne af begge modeller. Årsagen er, at den lineære sandsynlighedsmodel estimeret ved OLS, er den typiske benchmark-model, men da responsvariablen er binær, kan man argumentere for, at man bør bruge en probit-model estimeret ved maximum likelihood. Dels for at undgå heteroskedasticitet og dels for at sikre sandsynligheder mellem nul og et. Sammenligning af de to modellers estimater kan bruges til et robusthedstjek af, at signifikansen af resultaterne ikke ( afhænger ) af valget af estimationsmetode. 15 Marginaleffekterne er givet ved den partielt afledte: δφ x i β ) = Φ (x i β β k. δx ik 16
18 står overfor nogenlunde samme deltagelsesbeslutning, alt andet lige. Beskæftigelsesgraden ved annonceringstidspunktet for enlige forsørgere berettiget til børnetilskud, som havde en ledighed mellem 47 og 52 uger i kvalifikationsvinduet, var 20,0 pct. (panel B). Beskæftigelsesgraden for enlige forsørgere som ikke er berettiget til børnetilskud og som havde en tilsvarende ledighedsperiode i kvalifikationsvinduet var 21,4 pct. og 25,1 pct. for enlige ikke-forsørgere. 20 måneder efter ordningens ikrafttræden, var beskæftigelsesgraden steget med 11,3 pct.-point (fra 20,0 til 31,3 pct.) for den behandlede gruppe. Tilsvarende var ændringen for de to kontrolgrupper henholdsvis 4,9 og 6,0 pct.-point. Dette resulterer således i diff-in-diff-estimater på henholdsvis 6,5 og 5,4 pct.-point, hvilket er statistisk signifikant på henholdsvis 5 pct.-niveau og 0,1 pct.-niveau. Probit-modellen giver tilsvarende resultater. Eftersom andelen af helårsmodtagere var større i den behandlede gruppe, er det ikke overraskende at beskæftigelseseffekten bliver større, når man estimere effekterne uden disse. Beskæftigelsesgraden for personerne i behandlingsgruppen som har børn i alderen 15 til 17 år, var på annonceringstidspunktet 11,0 pct. Tilsvarende var beskæftigelsesgraden for enlige forsørgere som ikke er berettiget til børnetilskud og som har børn i alderen 18 til 20 år 13,8 pct. 20 måneder efter implementeringstidspunktet, var beskæftigelsesgraden for den behandlede gruppe steget med 11,5 pct.-point, hvorimod den for den behandlede gruppe var steget med 5,6 pct.-point Dette giver således et diff-in-diff-estimat på 5,9 pct.-point, som er signifikant på 5 pct.-niveau (tilsvarende gælder for probit-modellen). Beskæftigelseseffekten er således større end for det fulde sample, hvilket ligeledes er betryggende, da deltagelsesbeslutningen for den behandlede gruppe nu er tættere på kontrolgruppens, alt andet lige. Disse resultater antyder, at jobpræmieordningen har haft en signifikant effekt på beskæftigelsesgraden for den behandlede gruppe relativt til kontrolgrupperne. Da behandlings- og kontrolgrupperne adskiller sig i demografiske karakteristika, kan de observerede forskelle i figur 2 og tabel 2 skyldes underliggende forskelle mellem grupperne, snarere end en behandlingseffekt. Ved at kontrollere for demografiske karakteristika i en diffin-diff-model kan man tage højde for disse forskelle mellem grupperne. Jeg estimerer følgende probit-model: E it = Φ (α + βz it + γ 0 T reat i + γ 1 P ost t + γ 2 (T reat P ost) it + ε it ) Modellen svarer til den ovenfor beskrevne (side 6), men indeholder desuden Z it, som er en vektor som inkluderer kontrolvariable på ledighedsperiode, demografiske karakteristika samt indkomst. γ 0 vil være negativ, hvis behandlingsgruppens beskæftigelsesgrad er lavere end kontrolgruppens, efter der er kontrolleret for observérbare forskelle. γ 1 er gennemsnitlig ændring i beskæftigelsesgraden for både behandlings- og kontrolgruppen før og efter reformen. γ 2 er behandlingseffekten efter der er kontrolleret for observérbare forskelle. 17
19 Tabel 2: Beskæftigelsesgrader for enlige forsørgere 18
20 Tabel 3: Probitresultater: Berettiget til børnetilskud kontra ikke berettiget til børnetilskud 19
21 I tabel 3 (ovenfor) præsenteres resultaterne af probit-estimationen. Samplet er enlige forsørgere berettiget til børnetilskud (behandling) samt enlige forsørgere som ikke er berettiget til børnetilskud (kontrol). Det er altså her berettigelse til børnetilskud der afgrænser berettigelsen til jobpræmien. Den anden kolonne inkluderer kontrol for ledighedsperiode, den tredje kolonne inkluderer desuden demografiske karakteristika og den fjerde kolonne inkluderer både kontrol for ledighedsperiode, demografiske karakteristika og indkomst. De estimerede koefficienter på P ost (γ 1 ) er relativt små og insignifikante, hvilket antyder, at der ikke er nogen generel underliggende trend i beskæftigelsesgraden for de to grupper. Koefficienter på T reat (γ 0 ) er ligeledes insignifikante, hvilket indikerer, at der i udgangspunktet ikke er nogen forskel i beskæftigelsesgraden mellem de to grupper. Behandlingseffekten (γ 2 ) øges fra 3,3 pct.-point til henholdsvis 3,9, 3,7 og 3,7 pct.-point, afhængig af hvor mange forklarende variable man inkluderer. De forklarende variable har alle de forventede fortegn. Jo længere ledighedsperioden har været i 2010 og i perioden 2008 til 2010, jo lavere er sandsynligheden for beskæftigelse. Ældre kvinder har en større sandsynlighed for beskæftigelse, dog med en aftagende effekt. Jo flere børn personen har, jo lavere er sandsynligheden for beskæftigelse. Personer med indvandrerbaggrund har ligeledes lavere sandsynlighed for beskæftigelse. Til sidst, har personer med en længere uddannelse større sandsynlighed for beskæftigelse, end personer med lavere uddannelse. En model svarende til ovenstående, er lavet på et sample med forsørgere med ledighed i mindst 47 uger i kvalifikationsvinduet (tabel A2 i appendiks). Her er det altså forsørgerstatus der afgrænser berettigelsen til jobpræmien. Afhængig af hvor mange forklarende variable man inkluderer, stiger behandlingseffekten fra 3,4 pct.-point til henholdsvis 4,4 og 4,2 pct.-point. Resultaterne giver en stærk indikation af, at jobpræmieordningen har haft en signifikant effekt på beskæftigelsesgraden for de berørte. Resultaterne synes konsistente på tværs af kontrolgrupper, modelspecifikationer og subsamples. Dette må ses som en yderligere indikation af, at den estimerede effekt skyldes jobpræmieordningen. 5 Konklusion og diskussion Jobpræmieordningen målrettet langtidsledige enlige forsørgere med virkning fra 1. januar 2011, har, alt andet lige, øget forskelsbeløbet ved beskæftigelse for den berørte gruppe. Beskæftigelseseffekten af netop dette forhold er søgt belyst i nærværende papir. Jeg har estimeret, at effekten af ordningen på beskæftigelsesgraden for langtidsledige enlige kvinder med børn er op til 3,9 pct.-point. Blandt gruppen af langtidsledige kvinder, estimeres effekten af jobpræmieordningen på beskæftigelsesgraden op til 4,4 pct.-point. Blandt personerne i behandlingsgruppen med ledighed i mellem 47 og 52 uger i kvalifikationsvinduet, estimeres en effekt af ordningen på mellem 6,1 og 6,3 pct.-point, og blandt personerne i behandlingsgruppen med børn i alderen 15 til 17 år, estimeres en effekt på 6,1 pct.-point. Som følge af den måde ordningen er udformet på, 20
22 har ingen personer kunnet indrette sig på ordningen, og således kan man se bort fra eventuelle delayed exit-effekter, som ellers kunne have givet anledning til, at estimaterne ville overvurdere den sande effekt. Man bør være opmærksom på, at de målte effekter er kortsigtseffekter, hvilket kan have den ulempe, at personerne ikke har tilpasset deres adfærd til ordningen i løbet af de 20 måneder, som analysen vedrører. Hvad der taler imod dette er, at alle de behandlede modtog et brev ved ordningens ikrafttræden, som adviserede dem om deres muligheder. Desuden er det næppe sandsynligt, at personerne vil ændre deres adfærd signifikant, i løbet af de sidste fire måneder ordningen gælder. Ligledes bør man være opmærksom på, at der kan være en crowding out-effekt fra behandlingsgruppen på kontrolgrupperne, i tilfælde af at personerne i behandlingsgruppen finder beskæftigelse i job, som ellers ville blive besat af personer i kontrolgrupperne. Er dette tilfældet, vil det være kilde til overvurdering af effekten. Langsigtseffekterne af ordningen kendes selvsagt ikke endnu, men man må formode, at en del af de personer som er kommet i beskæftigelse, vil forblive i beskæftigelse på trods af at jobpræmien frafalder efter to år. Personerne har i den periode de har været i beskæftigelse således øget deres tilknytning til arbejdsmarkedet, alt andet lige, og har opnået værdifuld erhvervserfaring samt fået et netværk som kan give dem bedre muligheder for fremtidig beskæftigelse. Man må dog også formode, at en del af de personer som har fundet beskæftigelse, igen vil forlade arbejdsmarkedet ved jobpræmiens frafald, idet deres omkostninger ved deltagelse på arbejdsmarkedet igen vil være for høje. Resultaterne er først og fremmest vigtige fordi de giver bevis for, at modtagere af velfærdsydelser reagerer på økonomiske incitamenter til at arbejde. De illustrerer således, at man med en relativt lille eksogen variation, op til 600 kr. skattefrit per person per måned, kan flytte personer på kanten af arbejdsmarkedet, over i beskæftigelse. Man må altså konstatere, at der er et betydeligt beskæftigelsespotentiale ved at øge forskelsbeløbet for den berørte gruppe. Af flere årsager bør man dog være varsom med en permanent implementering af denne type ordning. Man må nok indse, at en permanent implementering af jobpræmieordningen i dens nuværende form, vil give anledning til delayed exit-effekter, eftersom personerne vil have et incitament til at forblive på overførsler, til de er berettiget til jobpræmien. Netop dette var en problematik i det canadiske SSP, og her fandt Card og Robbins (1998), at et mindre antal personer forlængede deres ledighed for at blive berettiget til programmets indkomstsupplement. I sidste ende bør man nok konkludere, at jobpræmieordningen i dens nuværende form, ikke er hensigtsmæssig at implementere permanent. Man bør derimod overveje alternative muligheder for at udnytte dét beskæftigelsespotentiale, som ordningen indikerer der er. I skattereformen fra 2012, har Folketinget vedtaget, at beskæftigelsesfradraget til enlige forsørgere, som har ret til og modtager ekstra børnetilskud, øges med 2,6 pct. af lønnen oven i det almindelige beskæftigelsesfradrag med virkning fra Dette synes at være en oplagt måde, at udnytte dette potentiale på. 21
23 Litteratur 1. Akerlof, G., The Economics of Tagging as Applied to the Optimal Income Tax. American Economic Review 68, Andersen, L. H., H. Hansen, M. L. Schultz-Nielsen og T. Tranæs, Starthjælpens betydning for flygtninges levevilkår og beskæftigelse. Rockwool Fondens Forskningsenhed Arbejdspapir Blundell, R. W., L. Dearden og B. Sianesi, Evaluating the Effect of Education on Earnings: Models, Methods and Results from the National Child Development Survey. Journal of the Royal Statistical Society. Series A (Statistics in Society), Vol. 168, No. 3 (2005), pp Blundell, R. W., A. Duncan, J. McCrae og C. Meghir, The Labour Market Impact of the Working Families Tax Credit. Fiscal Studies, 21(1): Bolvig, I., P. Jensen og M. Rosholm, The Employment Effects of Active Social Policy. IZA Discussion Paper Series no Bonn. 6. Caliendo, M. og S. Kopeinig, Some Practical Guidance for the Implementation of Propensity Score Matching. DIW Discussion Papers no Berlin. 7. Card, D. og P. K. Robins, Do financial incentives encourage welfare recipients to work? Evidence from a randomized evaluation of the self-sufficiency project. Research in Labor Economics 17, Eissa, N., H. J. Kleven og C. T. Kreiner, Welfare Effects of Tax Reform, and Labor Supply at the Intensive and Extensive Margins. J. Agell og P. B. Sørensens (eds). Tax Policy and Labour Market Performance, MIT Press, Cambridge, MA. 9. Eissa, N., H. J. Kleven og C. T. Kreiner, Evaluation of Four Tax Reforms in the United States: Labor Supply and Welfare Effects for Single Mothers. Journal of Public Economics 92, 2008, Eissa, N. og J. Liebman, Labor Supple Response to the Earned Income Tax Credit. Quaterly Journal of Economics 61, Finansministeriet, september Faktaark: Jobpræmie til enlige forsørgere. 12. Flood, L.E. Pylkkänen and R. Wahlberg, From Welfare to Work: Evaluating a Proposed Tax and Benefit Reform Targeted at Single Mothers in Sweden. IZA Discussion Paper Series no Bonn. 22
24 13. Heckman, J., Instrumental Variables: A Study of Implicit Behavioral Assumptions Used in Making Program Evaluations. The Journal of Human Resources 32, Heckman, J., What Has Been Learned About Labor Supply in the Past Twenty Years? American Economic Review Papers and Proceedings 83(2), Immervoll, H., H. J. Kleven, C. T. Kreiner, E. Saez, Welfare Reform in European Countries: A Microsimulation Analysis. Economic Journal 117, 2007, Kleven, H. J. og C. T. Kreiner, Labor Supply Behavior and the Design of Tax and Transfer Policy. Nationaløkonomisk Tidsskrift 143, Kleven, H. J., C. T. Kreiner, N. Nielsen, P. J. Pedersen og T. Tranæs, Skat, lighed og arbejde - en undersøgelse af det danske skatte- og velfærdssystem. Gyldendal. 18. le Maire, D. og C. Scheuer, Determinants of Labor Force Participation for Recipients of Social Assistance: A Panel Data Analysis for Denmark. Working paper. 19. Meyer, B. og D. T. Rosenbaum, Welfare, The Earned Income Tax Credit, and The Labor Supply of Single Mothers. The Quaterly Journal of Economics CXVI, Michalopoulos, C., P. Robins og D. Card, When financial work incentives pay for themselves: evidence from a randomized social experiment for welfare recipients. Journal of Public Economics 89, Piketty, T., L Impact des Incitations Financières au Travail sur les Comportements Individuels: Une Estimation pour le cas Francais. Economie et Prevision, , Retsinformation, Lov nr af 22/12/2010. Lov om en 2-årig forsøgsordning om jobpræmie til enlige forsørgere. 23. Van Soest, A., Discrete Choice Models of Family Labor Supply. Journal of Human Resources 30, Van Soest, A., M. Dias og X. Gong, A Structural Labor Supply Model with Flexible Preferences. Journal of Econometrics 107, Verbeek, M., A Guide To Modern Econometrics. 2nd Edition. John Wiley & Sons. 26. Wooldridge, J. M., Introductory Econometrics - A Modern Approach. 2nd Edition. South-Western. 27. Økonomi- og Indenrigsministeriet, maj Økonomiske incitamenter til beskæftigelse. Økonomisk Analyse. 23
25 Appendiks Figur A1: Fordeling af enlige forsørgere på indkomstpercentiler Note: Kilde: Den stiplede linje (alle beskæftigede) er per konstruktion fordelt ligeligt over percentilerne. Den fuldt optrukne linje angiver hvordan enlige forsørgere fordeler sig over percentilerne. Egne beregninger på Danmarks Statistiks registre. 24
26 Figur A2: Gennemsnitlige effektive deltagelsesskatter på tværs af percentiler Note: Kilde: Deltagelsesskatten er beregnet som forskellen i nettobetalingen til den offentlige sektor, når individet er inde hhv. ude af arbejdsmarkedet som andel af individets samlede lønindkomst på arbejdsmarkedet. Beregningen er baseret på 2006-lovgivning. Finansministeriets Lovmodel. Figur A3: Mediedækning af jobpræmieordningen til enlige forsørgere Note: Kilde: Antal artikler som indeholder mindst ét af ordene: Jobpræmie, jobpræmieordning. Infomedia. 25
27 Tabel A1: Karakteristik af behandlings- og kontrolgrupperne,
28 Figur A4: Beskæftigelsgraden for behandlings- og kontrolgrupperne Note: Kilde: Beskæftigelseskravet er, at der er betalt arbejdsmarkedsbidrag af lønindtægten i et givent år og måned. Egne beregninger på Danmarks Statistiks registre samt DREAM-registret. Figur A5: Antal uger på ydelser, Kilde: Egne beregninger på Danmarks Statistiks registre samt DREAM-registret. 27
Evaluering af jobpræmieordningen for enlige forsørgere
Evaluering af jobpræmieordningen for enlige forsørgere Andreas Orebo Hansen (Kraka) Michael Rosholm (Aarhus Universitet) Esben Anton Schultz (Kraka) Michael Svarer (Aarhus Universitet) 20. november 2013
Læs mereEt målrettet jobfradrag kan øge gevinsten ved at arbejde
Et målrettet jobfradrag kan øge gevinsten ved at arbejde Enlige forsørgere har ofte en mindre økonomisk gevinst ved at arbejde end andre grupper har, fordi en række målrettede ydelser som fx boligstøtte
Læs mereAnalyse 15. januar 2012
15. januar 01 Kontanthjælpsdebat: Da 9.600 kr. blev til 1.100 kr. Jonas Zielke Schaarup, Kraka I debatten om kontanthjælpen er tallet 9.600 kr. flere gange blevet fremhævet som den månedsløn, der skal
Læs mereJobgevinst på mindre end kr. om måneden
14. marts 2013 ANALYSE Af Jonas Zielke Schaarup & Malene Lauridsen Jobgevinst på mindre end 2.000 kr. om måneden Forsørgere og par på kontanthjælp får en gevinst på under 2000 kr. for at tage et job til
Læs mereHVEM SKAL HAVE SKATTELETTELSERNE? af Henrik Jacobsen Kleven, Claus Thustrup Kreiner og Peter Birch Sørensen
HVEM SKAL HAVE SKATTELETTELSERNE? af Henrik Jacobsen Kleven, Claus Thustrup Kreiner og Peter Birch Sørensen Center for Forskning i Økonomisk Politik (EPRU) Københavns Universitets Økonomiske Institut Den
Læs mereEffekter af ydelsesreduktioner supplerende materiale
d. 06.10.2015 Effekter af ydelsesreduktioner supplerende materiale Notatet indeholder supplerende figurer og uddybende dokumentation til afsnit III.4 i Dansk Økonomi, efterår 2015. 1 Supplerende figurer
Læs mereEvaluering af ekstra beskæftigelsesfradrag for enlige forsørgere
Evaluering af ekstra beskæftigelsesfradrag for enlige forsørgere Udarbejdet af Højbjerre Brauer Schultz for Skatteministeriet Oktober 2016 EVALUERING AF EKSTRA BESKÆFTIGELSESFRADRAG FOR ENLIGE FORSØRGERE
Læs mereYDELSESLOFT FOR KONTANTHJÆLPSMODTAGERE
Af Cheføkonom Mads Lundby Hansen (21 23 79 52) og Chefkonsulent Carl-Christian Heiberg (81 75 83 34) 9. december 2013 Notatet gennemgår konsekvenserne af et ydelsesloft på et niveau svarende til en disponibel
Læs mereBetydningen af konjunktur og regelændringer for udviklingen i sygedagpengemodtagere
DET ØKONOMISKE RÅD S E K R E T A R I A T E T d. 20. maj 2005 SG Betydningen af konjunktur og regelændringer for udviklingen i sygedagpengemodtagere Baggrundsnotat vedr. Dansk Økonomi, forår 2005, kapitel
Læs mereKontanthjælpsreform. d. 28.08.2014
d. 28.8.214 Kontanthjælpsreform Ledigheden er faldet fra 213 til 214. Dette skyldes bl.a. at færre bliver kategorisereret som arbejdsmarkedsparate og flere som ikke-arbejdsmarkedsparate under den nye kontanthjælpsreform.
Læs mereYdelsesloft for kontanthjælpsmodtagere. Af cheføkonom mads lundby hansen og chefkonsulent carl-christian heiberg
Ydelsesloft for kontanthjælpsmodtagere Af cheføkonom mads lundby hansen og chefkonsulent carl-christian heiberg YDELSESLOFT FOR KONTANTHJÆLPSMODTAGERE 2015: over 30 årige kontanthjælpsmodtagere har fortsat
Læs mere8. januar 2018 PRIVAT PRAKTIK FÅR FLERE FLYGTNINGE I JOB. Analyse udarbejdet af seniorøkonom Jens Hjarsbech
8. januar 2018 PRIVAT PRAKTIK FÅR FLERE FLYGTNINGE I JOB Analyse udarbejdet af seniorøkonom Jens Hjarsbech HOVEDKONKLUSIONER Mens antallet af flygtninge på integrationsydelsen falder, stiger andelen i
Læs mereAnalyse 25. juni 2014
25. juni 2014 Gensidig forsørgerpligt mindsker gevinsten ved arbejde for ugifte par Af Kristian Thor Jakobsen og Katrine Marie Tofthøj Kontanthjælpsreformen, der blev indført den 1. januar 2014, har betydet
Læs mereIncitamenter til beskæftigelse
Incitamenter til beskæftigelse Dansk økonomi er kendetegnet ved, at mange deltager aktivt på arbejdsmarkedet. Langt de fleste i de erhvervsaktive aldre er således i job. Der er dog også mennesker, som
Læs mereNyt studie: Lavere arveafgift kan sænke arbejdsudbuddet
Nyt studie: Lavere arveafgift kan sænke arbejdsudbuddet Et nyt studie fra Norges svar på Danmarks Statistik, Statistisk Sentralbyrå, viser, at arvinger i Norge, der modtager en arv, der er større end gennemsnitsarven,
Læs mereEffekten af indvandring på indfødte danskeres løn og beskæftigelse
d. 22.05.2017 Brian Krogh Graversen (DØRS) Effekten af indvandring på indfødte danskeres løn og beskæftigelse I kapitlet Udenlandsk arbejdskraft i Dansk Økonomi, forår 2017 analyseres det, hvordan indvandringen
Læs mereMange enlige forsørgere har svag økonomisk tilskyndelse til at gøre en ekstra indsats Nyt kapitel
ØKONOMISK ANALYSE Mange enlige forsørgere har svag økonomisk tilskyndelse til at gøre en ekstra indsats Nyt kapitel Skatten på den sidst tjente krone marginalskatten har betydning for det økonomiske incitament
Læs mereAnalyse 27. marts 2014
27. marts 214 Antallet af fattige i Danmark steg svagt i 212 Af Kristian Thor Jakobsen I 213 fremlagde et ekspertudvalg deres bud på en officiel fattigdomsgrænse i Danmark. Dette notat anvender denne fattigdomsgrænse
Læs mereTil Folketingets Lovsekretariat. Hermed sendes svar på spørgsmål S 835 indleveret af Klaus Hækkerup (S). Kristian Jensen.
J.nr. 2005-318-0433 Dato: Til Folketingets Lovsekretariat Hermed sendes svar på spørgsmål S 835 indleveret af Klaus Hækkerup (S). Kristian Jensen /Thomas Larsen Spørgsmål:»Vil ministeren oplyse, hvilke
Læs mereET MODERNE KONTANTHJÆLPSLOFT. Mere respekt for hårdt arbejde
ET MODERNE KONTANTHJÆLPSLOFT Mere respekt for hårdt arbejde 7. juni 2015 1 Forslaget kort fortalt Vi skal passe på de svageste i vores samfund. Derfor skal vi have et veludbygget sikkerhedsnet, der fanger
Læs mereKnap hver tredje forsørger på kontanthjælp får mere end mindstelønnen
14. marts 2013 ANALYSE Af Malene Lauridsen & Christina Bjørnbak Hallstein Knap hver tredje forsørger på kontanthjælp får mere end mindstelønnen Næsten hver tredje kontanthjælpsmodtager med barn får lige
Læs mereDet økonomiske potentiale af at få udsatte ledige i arbejde
Det økonomiske potentiale af at få udsatte ledige i arbejde Mange borgere i Danmark er på overførselsindkomst, og det offentlige bruger store summer på disse grupper. Men selv de mest udsatte ledige indeholder
Læs mereAnalyse. Hvilke kontanthjælpsmodtagere vinder på at gå i arbejde et overblik? 12. juni 2015. Af Andreas Mølgaard og Katrine Marie Tofthøj Jakobsen
Analyse 12. juni 2015 Hvilke kontanthjælpsmodtagere vinder på at gå i arbejde et overblik? Af Andreas Mølgaard og Katrine Marie Tofthøj Jakobsen I Danmark har vi sammenlignet med andre lande en høj kompensationsgrad
Læs mereHerudover er der en række forudsætninger vedrørende eventuel partnerens indkomst og antallet af børn:
Økonomisk Råd Teknisk baggrundsnotat 218-1 Sammensatte marginalskatter Oktober 218 Indledning Det sociale sikkerhedsnet består af en række offentlige ordninger i form af offentlig hjælp, boligsikring,
Læs mereBaggrundsnotat: Søskendes uddannelsesvalg og indkomst
17. december 2013 Baggrundsnotat: Søskendes uddannelsesvalg og indkomst Dette notat redegør for den økonometriske analyse af indkomstforskelle mellem personer med forskellige lange videregående uddannelser
Læs mereFAKTAARK. Oversigt over faktaark
Oversigt over faktaark Udfordringer Et nyt kontanthjælpsloft 225 timers regel: Skærpet rådighed for alle kontanthjælpsmodtagere Samme ydelse til unge uafhængig af uddannelse Ingen ret til ferie for kontanthjælpsmodtagere
Læs mereAnalyse 29. januar 2014
29. januar 2014 Ledighedsunderstøttelse af indvandrere fra nye EU-lande Af Neil Gallagher og Andreas Højbjerre Der har været en diskussion af, hvorvidt indvandrere fra de nye østeuropæiske EU-lande oftere
Læs mereHver sjette ledig står ikke til rådighed
3. oktober 2013 ANALYSE Af Lone Hougaard & Jonas Zielke Schaarup Hver sjette ledig står ikke til rådighed Omkring 30 pct. af jobklare kontanthjælpsmodtagere står reelt ikke til rådighed for arbejdsmarkedet.
Læs mereFinansudvalget FIU Alm.del endeligt svar på spørgsmål 600 Offentligt
Finansudvalget 2016-17 FIU Alm.del endeligt svar på spørgsmål 600 Offentligt Folketingets Finansudvalg Christiansborg 13. oktober 2017 Svar på Finansudvalgets spørgsmål nr. 600 (Alm. del) af 20. september
Læs mereAnalyse. Status på regeringens beskæftigelsesmålsætninger. 19. november Af Andreas Mølgaard og Jens Hauch
Analyse 19. november 2015 Status på regeringens beskæftigelsesmålsætninger Af Andreas Mølgaard og Jens Hauch Regeringens målsætning er, at flere skal i arbejde og at færre skal være på offentlig forsørgelse.
Læs mereFigur 1. Forskelsbeløb pr. måned for en enlig på integrationsydelse (fuldt indfaset) ift. lavtlønsjob, 2019
Rød Blok foreslår 1) højere børnecheck (63 pct.) for personer berørt af kontanthjælpsloft og integrationsydelsen og 2) højere integrationsydelse (dvs. ophævelsen af den vedtagne reduktion i integrationsydelse
Læs mereGEVINSTEN VED AT TAGE LAVTLØNSJOB FOR DAGPENGEMODTAGERE
Af cheføkonom Mads Lundby Hansen 21 23 79 52 og chefkonsulent Carl- Christian Heiberg 23. juni 2014 GEVINSTEN VED AT TAGE LAVTLØNSJOB FOR DAGPENGEMODTAGERE Dette notat belyser gevinsten ved at taget et
Læs mereRekordstor stigning i uligheden siden 2001
30. marts 2009 af Jarl Quitzau og chefanalytiker Jonas Schytz Juul Direkte tlf.: 33 55 77 22 / 30 29 11 07 Rekordstor stigning i uligheden siden 2001 Med vedtagelsen af VK-regeringens og Dansk Folkepartis
Læs mereAnalyse. Kontanthjælpsreformen har fået flere unge i uddannelse eller beskæftigelse men forbliver de der? 29. april 2015
Analyse 29. april 215 Kontanthjælpsreformen har fået flere unge i uddannelse eller beskæftigelse men forbliver de der? Af Kristian Thor Jakobsen og Katrine Marie Tofthøj Kontanthjælpsreformen, der blev
Læs mereBeskæftigelsesudvalget BEU Alm.del endeligt svar på spørgsmål 38 Offentligt
Beskæftigelsesudvalget 2015-16 BEU Alm.del endeligt svar på spørgsmål 38 Offentligt Folketingets Beskæftigelsesudvalg lov@ft.dk Ikke-medlem af udvalget (MFU) Yildiz Akdogan yildiz.akdogan@ft.dk Beskæftigelsesministeriet
Læs mereUdgangspunktet for spørgsmål AY er resultaterne af Beskæftigelsesministeriets effektanalyse af Jobreform
Beskæftigelsesudvalget 2017-18 BEU Alm.del endeligt svar på spørgsmål 405 Offentligt T A L E 23. april 2018 Samrådstale om fattige børn og kontanthjælpsloft og 225-timersregel 2. maj 2018 J.nr. Center
Læs mereNotat. Danskeres normale og faktiske arbejdstider
R o c k w o o l F o n d e n s F o r s k n i n g s e n h e d Notat Danskeres normale og faktiske arbejdstider hvor store er forskellene mellem forskellige grupper? Af Jens Bonke Oktober 2012 1 1. Formål
Læs mereINDKOMSTFORDELING BLANDT INDVANDRERE FRA MINDRE UD-
8. maj 2004 Af Mikkel Baadsgaard, direkte tlf. 33557721 INDKOMSTFORDELING BLANDT INDVANDRERE FRA MINDRE UD- VIKLEDE LANDE Resumé: I perioden 1991 til 2001 er de disponible indkomster steget væsentligt
Læs mereReestimation af uddannelsessøgende
Danmarks Statistik MODELGRUPPEN Arbejdspapir * Nina Bech Runebo 19. maj 21 Reestimation af uddannelsessøgende Resumé: I papiret reestimeres ligningen for uddannelsessøgende. Reestimationen giver ikke pæne
Læs mereAnalyse 29. august 2012
29. august 2012. Hvad sker der med indkomsten, når man kommer på kontanthjælp? Af Jonas Zielke Schaarup Der har været en heftig debat om dagpengeperioden og de mulige konsekvenser af at komme på kontanthjælp.
Læs mereDen samlede model til estimation af lønpræmien er da givet ved:
Lønpræmien Lønpræmien i en branche kan indikere, om konkurrencen er hård eller svag i branchen. Hvis der er svag konkurrence mellem virksomhederne i branchen, vil det ofte give sig udslag i både højere
Læs mereAnalyse 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 mereNotat. Personer med begrænset økonomisk gevinst ved at være i beskæftigelse er især koncentreret i provinsen. 29. oktober 2017
Under 2. 2.-3. 3.-6. 6.-9. 9.-12. 12.-15. 15.-18. 18..21. 21.-24. Over 24. Notat 29. oktober 217 Personer med begrænset økonomisk gevinst ved at være i beskæftigelse er især koncentreret i provinsen For
Læs mereSvar på Finansudvalgets spørgsmål nr. 246 (Alm. del 7) af 22. marts 2013
Finansudvalget 2012-13 FIU Alm.del endeligt svar på spørgsmål 246 Offentligt Folketingets Finansudvalg Christiansborg Finansministeren 27. juni 2013 Svar på Finansudvalgets spørgsmål nr. 246 (Alm. del
Læs mereBilag A Gennemgang af resultaterne i de tre rapporter Svensk 2012
Bilag A Gennemgang af resultaterne i de tre rapporter Vi vil her præsentere resultater fra de tre undersøgelser af reformer i udlandet. Vi vil afgrænse os til de resultater som er relevante for vores videre
Læs mereAnalyse. Tyndere glasloft, men stadig få kvinder blandt topindkomsterne. 26. august 2015. Af Kristian Thor Jakobsen
Analyse 26. august 21 Tyndere glasloft, men stadig få kvinder blandt topindkomsterne Af Kristian Thor Jakobsen Ligestillingen i forhold til køn og uddannelse har gennemgået markant udvikling de seneste
Læs mereog beskæftigelse BESKRIVENDE ANALYSE December 2018 Viden og Analyse /CCFC og LPN
Unges vej fra uddannelseshjælp til uddannelse og beskæftigelse BESKRIVENDE ANALYSE Kvantitativ analyse som beskriver gruppen af uddannelseshjælpsmodtagere i 2016, deres overgange fra uddannelseshjælp,
Læs mereArbejdsløshed, 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 mereAnalyse. Danske børnepenge til udenlandske EUborgere. 08. marts Af Kristine Vasiljeva
Analyse 08. marts 2016 Danske børnepenge til udenlandske EUborgere Af Kristine Vasiljeva Dette notat opgør, hvor stort et beløb Danmark udbetaler i børnepenge o. lign. til borgere fra andre EU lande. Antallet
Læs merePæn forskel på lavtlønsindkomster og kontanthjælp
Pæn forskel på lavtlønsindkomster og kontanthjælp I debatten om, hvorvidt det betaler sig at arbejde, har det været fremhævet, at det for visse grupper ikke kan betale sig at tage et arbejde frem for at
Læs mereLangtidsledighed og initiativer. Michael Svarer Institut for Økonomi Aarhus Universitet
Langtidsledighed og initiativer Michael Svarer Institut for Økonomi Aarhus Universitet Ledighedsudfordringen Hvad skal vi gøre ved langtidsledighedssituationen? Kickstart? Ydelsesreform? Beskæftigelsesindsats?
Læs mereAnalyse. Flygtninges gevinst ved beskæftigelse. 28. juni Af Isabelle Mairey
Analyse 28. juni 2016 Flygtninges gevinst ved beskæftigelse Af Isabelle Mairey Den økonomiske tilskyndelse til at overgå fra offentlig forsørgelse til beskæftigelse for nytilkomne på integrationsprogrammet,
Læs mere2015: OVER 30 ÅRIGE KONTANTHJÆLPSMODTAGERE HAR FORTSAT SVAGT INCITAMENT TIL AT TAGE ET LAVTLØNSJOB
Af cheføkonom Mads Lundby Hansen (21 23 79 52) og chefkonsulent Carl-Christian Heiberg (81 75 83 34) 18. marts 2015 2015: OVER 30 ÅRIGE KONTANTHJÆLPSMODTAGERE HAR FORTSAT SVAGT INCITAMENT TIL AT TAGE ET
Læs mereHver anden vil benytte øget åbningstid i dagtilbud
Børnefamiliers dagtilbud og arbejdsliv 17. maj 18 Hver anden vil benytte øget åbningstid i dagtilbud Halvdelen af alle lønmodtagere med børn mellem -13 år ville benytte sig af udvidede åbningstider i deres
Læs mereKonjunktur og Arbejdsmarked
Konjunktur og Arbejdsmarked Uge 3 Indhold: Ugens tema Ugens analyse Færre langtidsledige end for et år siden Virksomhedsrettede tiltag hjælper svage ledige i beskæftigelse Ugens tendens Ingen nettotilgang
Læs mereHvordan bliver indkomstfordelingen påvirket af reformskitsen (der ikke sænker overførslerne)
Analyse 2. juli 2012 Hvordan bliver indkomstfordelingen påvirket af reformskitsen (der ikke sænker overførslerne) Jonas Zielke Schaarup, Kraka Denne analyse viser, hvordan regeringens skatteudspil påvirker
Læs mereAnalyse 19. september 2013
1. september 1 Dagpengereformen virker - status efter et halvt år Der har været meget fokus på de personer, der er faldet ud af dagpengesystemet som følge af forkortelsen af dagpengeperioden. Det er en
Læs mereChristophe Kolodziejczyk og Jacob Nielsen Arendt. Effekter af to jobpræmieordninger for ledige
Christophe Kolodziejczyk og Jacob Nielsen Arendt Effekter af to jobpræmieordninger for ledige Effekter af to jobpræmieordninger for ledige Publikationen kan hentes på www.kora.dk KORA og forfatterne, 2017
Læs mereUdbetalte børnepenge til statsborgere fra andre EU/EØS-lande
9. juli 213 Udbetalte børnepenge til statsborgere fra andre EU/EØS-lande Af Esben Anton Schultz I dette notat ses nærmere på omfanget af udbetalte børnepenge til statsborgere fra andre EU/EØS-lande. Desuden
Læs mereRegeringen, RV, SF og EL har indgået aftale om 1) et midlertidigt børnetilskud for personer berørt af kontanthjælpsloftet eller integrationsydelsen
Regeringen, RV, SF og EL har indgået aftale om 1) et midlertidigt børnetilskud for personer berørt af kontanthjælpsloftet eller integrationsydelsen og 2) højere integrationsydelse for forsørgere. Det månedlige
Læs mereDen samlede udvikling dækker dog over store forskydninger mellem de forskellige målgrupper.
Vordingborg Vordingborg 30. april 2014 Resultatrevision 2013 for Jobcenter Vordingborg 1. Generelle betragtninger Jobcenter Vordingborg har i 2013 haft fokus på at stabilere indsatsen og fastholde resultaterne
Læs mereDen Sociale Kapitalfond Analyse Chancen for at bryde den negative sociale arv er ikke ens i hele landet
Den Sociale Kapitalfond Analyse Chancen for at bryde den negative sociale arv er ikke ens i hele landet Juni 2018 Kontakt: Analysechef Kristian Thor Jakobsen Tlf.: 3022 6792 Den Sociale Kapitalfond Management
Læs mere1. Intoduktion. Undervisningsnoter til Øvelse i Paneldata
1 Intoduktion Før man springer ud i en øvelse om paneldata og panelmodeller, kan det selvfølgelig være rart at have en fornemmelse af, hvorfor de er så vigtige i moderne mikro-økonometri, og hvorfor de
Læs mereMarkante sæsonudsving på boligmarkedet
N O T A T Markante sæsonudsving på boligmarkedet 9. marts 0 Denne analyse estimerer effekten af de sæsonudsving, der præger prisudviklingen på boligmarkedet. Disse priseffekter kan være hensigtsmæssige
Læs mereStadig flere danskere befinder sig på kanten af arbejdsmarkedet
Arbejdsmarked: let af marginaliserede er steget markant siden 29 Stadig flere danskere befinder sig på kanten af arbejdsmarkedet let af marginaliserede steg med 5.3 fra 4. kvartal 211 til 1. kvartal 212.
Læs mereAnalyse 17. marts 2015
17. marts 2015 Indvandrerpiger fra ghettoer klarer sig særligt dårligt i grundskolen Af Kristian Thor Jakobsen Børn med ikke-vestlig baggrund klarer sig dårligst ved grundskolens afgangsprøver i dansk
Læs mereDette notat gengiver analysens hovedresultater (for yderligere information henvises til Foss og Lyngsies arbejdspapir).
Aflønningen af topchefer har været omdiskuteret både i offentligheden og politisk, bl.a. i lyset af en række enkeltsager. Fokus har i høj grad været på moralske spørgsmål, mens det har været næsten fraværende,
Læs mereSkatteudvalget SAU Alm.del endeligt svar på spørgsmål 336 Offentligt
Skatteudvalget 2015-16 SAU Alm.del endeligt svar på spørgsmål 336 Offentligt 4. maj 2016 J.nr. 16-0472995 Til Folketinget Skatteudvalget Hermed sendes svar på spørgsmål nr. 336 af 6. april 2016 (alm. del).
Læs mereOut-of-sample forecast samt reestimation af ADAMs lønligning
Danmarks Statistik MODELGRUPPEN Arbejdspapir* Peter Agger Troelsen 31. oktober 2013 Out-of-sample forecast samt reestimation af ADAMs lønligning Resumé: Papiret reestimerer ADAMs lønligning og vurderer
Læs mereFleksibelt arbejdsmarked 15
Ledighed Et fleksibelt arbejdsmarked bidrager til, at arbejdskraften anvendes effektivt, og ledige hurtigt finder ny beskæftigelse. Hvis efterspørgslen falder i dele af økonomien, skal arbejdskraften kunne
Læs mereStudenterhuen giver ingen jobgaranti
Studenterhuen giver ingen jobgaranti Uddannelse er et utroligt vigtigt parameter for, hvordan man klarer sig i livet. Analysen viser, at de unge der afslutter en gymnasial uddannelse, men som ikke kommer
Læs mereInaktive unge og uddannelse Nyt kapitel
Inaktive unge og uddannelse Nyt kapitel De fleste unge er enten i uddannelse eller beskæftigelse. Men der er også et stort antal unge, som ikke er. Næsten 1 pct. i alderen 16-29 år har hverken været i
Læs mereFattigdom i opvæksten giver langvarige konsekvenser
Fattigdom i opvæksten giver langvarige konsekvenser Nyt dansk forskningsstudie slår fast, at en opvækst i fattigdom har konsekvenser for, hvordan børn senere klarer sig i voksenlivet. Hvis man har oplevet
Læs mereUddannelse er vejen ud af kontanthjælpens skygge
De langtidsledige unge fra 90 erne og vejen tilbage til arbejdsmarkedet Uddannelse er vejen ud af kontanthjælpens skygge Giver man til unge kontanthjælpsmodtagere, løftes de unge ud af kontanthjælpens
Læs mereAnalyse 18. december 2014
18. december 214 Unge efterkommere med ikke-vestlig baggrund halter stadig efter danskere i uddannelsessystemet Af Kristian Thor Jakobsen og Christoffer Jessen Weissert Unge med ikke-vestlig baggrund klarer
Læs mereIndkomsten varierer naturligvis gennem livet Nyt kapitel
ØKONOMISK ANALYSE Indkomsten varierer naturligvis gennem livet Nyt kapitel Indkomstfordelingen og virkningerne af ændringer i skatte- og overførselssystemet beskrives ofte med udgangspunkt i indkomstoplysninger
Læs mereAnalyse 10. december 2012
10. december 01 Betydelig udskiftning i gruppen med de 1 pct. højeste indkomster Af Andreas Orebo Hansen og Esben Anton Schultz Over de seneste 0 år er den samlede indkomstmasse blevet mere koncentreret
Læs mereHar viden om økonomi betydning for private investorers beslutninger om at købe aktier?
Har viden om økonomi betydning for private investorers beslutninger om at købe aktier? Af Charlotte Christiansen, Lektor, Handelshøjskolen i Århus, Juanna S. Joensen, Cand.Scient.Oecon., ph.d.-studerende,
Læs mereMange succesfulde integrationsforløb med virksomhedsrettet aktivering
Analyse 11. februar 216 Mange succesfulde integrationsforløb med virksomhedsrettet aktivering Denne analyse kortlægger den aktuelle beskæftigelsesstatus for de flygtninge og familiesammenførte, der startede
Læs mereCEPOS Notat: CEPOS Landgreven 3, København K
Notat: EP Effekt af kontanthjælpsloft og 225-timersregel Beskæftigelsesministeriets analyse er forkert 24-04-2018 Af cheføkonom Mads Lundby Hansen (21 23 79 52) og Carl Heiberg Beskæftigelsesministeriet
Læs mereStort beskæftigelsespotentiale ved bedre integration
Stort beskæftigelsespotentiale ved bedre integration Gennem krisen har beskæftigelsesfaldet ramt ikke-vestlige indvandrere hårdere end danskere. Andelen af lønmodtagere blandt de 15-64-årige er således
Læs mereAnalyse 6. februar 2012
6. februar 2012 De konkrete målsætninger for skattereformen kræver reelt en markant nedsættelse af topskatten I Kraka sidder vi og tænker lidt over skattereformen. Den første udfordring man støder på er
Læs mere6. Social balance. Social balance. Figur 6.1 Indkomstforskelle i OECD, 2012
6. 6. Social balance Social balance Danmark og de øvrige nordiske lande er kendetegnet ved et højt indkomstniveau og små indkomstforskelle sammenlignet med andre -lande. Der er en høj grad af social balance
Læs mereKarrierekvinder og -mænd
Rockwool Fondens Forskningsenhed Arbejdspapir 35 Karrierekvinder og -mænd Hvem er de? Og hvor travlt har de? Jens Bonke København 2015 Karrierekvinder og -mænd Hvem er de? Og hvor travlt har de? Arbejdspapir
Læs mereBetydningen af kontanthjælp som ung Nyt kapitel
Betydningen af kontanthjælp som ung Nyt kapitel De fleste mellem 18 og 29 år er enten under uddannelse eller i arbejde, men 14 pct. er offentligt forsørgede. Der er særlige udfordringer knyttet til det
Læs mereDenne tidligere indsats svarer samlet set til omkring færre passive uger om året.
Analyse Aktivering af unge forsikrede ledige I denne analyse undersøges varigheden af de ledighedsforløb, som går forud for aktivering af unge forsikrede ledige under 30 år, og sandsynligheden for at disse
Læs mereAnalyse af dagpengesystemet
Analyse af dagpengesystemet Udarbejdet september/oktober 2011 BD272 Indhold Indledning... 2 Metode og validitet... 2 Dataindsamling fra... 2 Dataindsamling fra den øvrige befolkning... 2 Forventninger
Læs mereKONTANTHJÆLP: FORTSAT LILLE GEVINST VED AT TAGE ET JOB
Af cheføkonom Mads Lundby Hansen (21 23 79 52) og chefkonsulent Carl Christian-Heiberg 17. oktober 213 KONTANTHJÆLP: FORTSAT LILLE GEVINST VED AT TAGE ET JOB Dette notat belyser det økonomiske incitament
Læs mereKlyngeanalyse af langvarige kontanthjælpsmodtagere
Notat Klyngeanalyse af langvarige kontanthjælpsmodtagere Sammenfatning 4. april 2017 Viden og Analyse / APK 0. Baggrund Til brug for satspuljeinitiativet for langvarige kontanthjælpsmodtagere ( Flere skal
Læs mereBeskæftigelsesministeriet Analyseenheden
Beskæftigelsesministeriet Analyseenheden 1. Indledning Beskæftigelsesministeriet har udarbejdet en deskriptiv analyse, der ser på løn- og timeudviklingen for langtidsledige kontanthjælpsmodtagere, som
Læs mereAnalyse. Ændring i rådighedsbeløb ved at overgå fra kontanthjælp til beskæftigelse med en månedsløn på 22.300 kr. 29. maj 2015
Analyse 29. maj 2015 Ændring i rådighedsbeløb ved at overgå fra kontanthjælp til beskæftigelse med en månedsløn på 22.300 kr. Af Andreas Mølgaard og Kristian Thor Jakobsen Ændringen i rådighedsbeløbet
Læs mereIfølge SFI-rapporten Kommuners rammevilkår for beskæftigelsesindsatsen 1 fra 2013 kan man ud fra Aabenraa kommunes rammebetingelser forvente, at borgere i kommunen i gennemsnit er på arbejdsløshedsdagpenge
Læs mereFORSKELSBELØB FOR KONTANTHJÆLPSMODTAGERE BESKEDEN VIRKNING AF FINANSLOVSAFTALEN FOR
Af cheføkonom Mads Lundby Hansen (21 23 79 52) og chefkonsulent Carl-Christian Heiberg (81 75 83 34) 8. januar 2014 FORSKELSBELØB FOR KONTANTHJÆLPSMODTAGERE BESKEDEN VIRKNING AF FINANSLOVSAFTALEN FOR 2014
Læs mereFinansudvalget L 201 endeligt svar på spørgsmål 38 Offentligt
Finansudvalget 2013-14 L 201 endeligt svar på spørgsmål 38 Offentligt Folketingets Finansudvalg Finansministeren Christiansborg 4. november 2014 Svar på Finansudvalgets spørgsmål nr. 38 (L 201) af 25.
Læs mereIkke tegn på øget lønspredning i Danmark
Ikke tegn på øget lønspredning i Danmark De Økonomiske Råd pegede i deres efterårsrapport 2016 på, at forskellene i erhvervsindkomsterne har været stigende, særligt i årene efter krisens start i 2008.
Læs mereHøring om lov om aktiv socialpolitik og lov om individuel boligstøtte
Studiestræde 50, 1554 København V, Telefon 3376 2000, Fax 3376 2001, www.bl.dk, email bl@bl.dk den 14. december 2015 Høring om lov om aktiv socialpolitik og lov om individuel boligstøtte Att. Styrelsen
Læs mereVelkommen til verdens højeste beskatning
N O T A T Velkommen til verdens højeste beskatning 27. november 8 Danmark har en kedelig verdensrekord i beskatning. Intet andet sted i verden er det samlede skattetryk så højt som i Danmark. Danmark ligger
Læs mere! Husk at udfylde spørgeskema 3. ! Lineær sandsynlighedsmodel. ! Eksempel. ! Mere om evaluering og selvselektion
Dagens program Økonometri 1 Dummy variable 4. marts 003 Emnet for denne forelæsning er kvalitative variable i den multiple regressionsmodel (Wooldridge kap. 7.5-7.6+8.1)! Husk at udfylde spørgeskema 3!
Læs mereBeskæftigelsesudvalget (2. samling) BEU Alm.del endeligt svar på spørgsmål 44 Offentligt
Beskæftigelsesudvalget 214-1 (2. samling) BEU Alm.del endeligt svar på spørgsmål 44 Offentligt Folketingets Beskæftigelsesudvalg Christiansborg 124 København K Beskæftigelsesministeriet Ved Stranden 8
Læs mereFinansudvalget FIU Alm.del endeligt svar på spørgsmål 10 Offentligt
Finansudvalget 2016-17 FIU Alm.del endeligt svar på spørgsmål 10 Offentligt Folketingets Finansudvalg Christiansborg 4. april 2017 Svar på Finansudvalgets spørgsmål nr. 10 (Alm. del) af 7. oktober 2016
Læs mere