Arbejdsudbuddet blandt enlige mødre: Effekten af en 2-årig forsøgsordning

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, E-mail: wzb292@alumni.ku.dk

Indhold 1 Introduktion 2 2 Empiriske studier af adfærdseffekter 4 2.1 Evalueringsestimatoren og de identificerende antagelser.............. 4 2.2 Empiriske analyser af deltagelseseffekter for enlige forsørgere........... 6 3 Beskrivelse af reform og data 8 3.1 Beskrivelse af jobpræmieordningen......................... 8 3.2 Identifikation af kontrolgrupper........................... 9 3.3 Beskrivelse af data.................................. 13 4 Empiriske resultater 14 4.1 Basale beskæftigelseseffekter af jobpræmieordningen................ 14 4.2 Regressionsresultater af ordningens beskæftigelseseffekter............. 15 5 Konklusion og diskussion 20 Litteratur 22 Appendiks 24 1

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

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 2011. 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. 15.000 kr. Hvis denne person kommer i beskæftigelse til en månedlig lønindkomst på 20.000 kr., vil personen opleve en stigning i disponibel indkomst på 830 kr. Med en jobpræmie øges denne gevinst ved beskæftigelse til 1.430 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

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, 2005. 4 Det uobserverede udfald kaldes det kontrafaktiske udfald. 5 Average Treatment effect on the Treated. 6 Average Treatment Effect. 4

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

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

forsørgere, men udnytter variationen i alle de fire amerikanske skattereformer fra 1984 til 1996. 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

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 2010. 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 15.000 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

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 2010. 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

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 40-46 ugers ledighed med personer der har en 47-52 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 2010. 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

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 10. 10 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

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

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 16.932, 1.702 og 21.098 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 2010. 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 1.675 personer i behandlingsgruppen, svarende til 9 pct. 13

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

i beskæftigelse 13. I forhold til annonceringstidspunktet er beskæftigelsesgraden steget med 9 pct.-point, svarende til at godt 1.500 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 3.200 personer, heraf knap 3.000 kvinder, kommer i beskæftigelse i forsøgsperioden - dvs. efter de to år. 15

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

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

Tabel 2: Beskæftigelsesgrader for enlige forsørgere 18

Tabel 3: Probitresultater: Berettiget til børnetilskud kontra ikke berettiget til børnetilskud 19

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

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 2014. Dette synes at være en oplagt måde, at udnytte dette potentiale på. 21

Litteratur 1. Akerlof, G., 1978. The Economics of Tagging as Applied to the Optimal Income Tax. American Economic Review 68, 8-19. 2. Andersen, L. H., H. Hansen, M. L. Schultz-Nielsen og T. Tranæs, 2012. Starthjælpens betydning for flygtninges levevilkår og beskæftigelse. Rockwool Fondens Forskningsenhed Arbejdspapir 25. 3. Blundell, R. W., L. Dearden og B. Sianesi, 2005. 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. 473-512. 4. Blundell, R. W., A. Duncan, J. McCrae og C. Meghir, 2000. The Labour Market Impact of the Working Families Tax Credit. Fiscal Studies, 21(1): 75-104. 5. Bolvig, I., P. Jensen og M. Rosholm, 2003. The Employment Effects of Active Social Policy. IZA Discussion Paper Series no. 736. Bonn. 6. Caliendo, M. og S. Kopeinig, 2005. Some Practical Guidance for the Implementation of Propensity Score Matching. DIW Discussion Papers no. 785. Berlin. 7. Card, D. og P. K. Robins, 1998. Do financial incentives encourage welfare recipients to work? Evidence from a randomized evaluation of the self-sufficiency project. Research in Labor Economics 17, 1-56. 8. Eissa, N., H. J. Kleven og C. T. Kreiner, 2005. 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, 2007. Evaluation of Four Tax Reforms in the United States: Labor Supply and Welfare Effects for Single Mothers. Journal of Public Economics 92, 2008, 795-816. 10. Eissa, N. og J. Liebman, 1996. Labor Supple Response to the Earned Income Tax Credit. Quaterly Journal of Economics 61, 605-37. 11. Finansministeriet, september 2010. Faktaark: Jobpræmie til enlige forsørgere. 12. Flood, L.E. Pylkkänen and R. Wahlberg, 2003. From Welfare to Work: Evaluating a Proposed Tax and Benefit Reform Targeted at Single Mothers in Sweden. IZA Discussion Paper Series no. 891. Bonn. 22

13. Heckman, J., 1997. Instrumental Variables: A Study of Implicit Behavioral Assumptions Used in Making Program Evaluations. The Journal of Human Resources 32, 441-462. 14. Heckman, J., 1993. What Has Been Learned About Labor Supply in the Past Twenty Years? American Economic Review Papers and Proceedings 83(2), 116-21. 15. Immervoll, H., H. J. Kleven, C. T. Kreiner, E. Saez, 2005. Welfare Reform in European Countries: A Microsimulation Analysis. Economic Journal 117, 2007, 1-44. 16. Kleven, H. J. og C. T. Kreiner, 2005. Labor Supply Behavior and the Design of Tax and Transfer Policy. Nationaløkonomisk Tidsskrift 143, 321-358. 17. Kleven, H. J., C. T. Kreiner, N. Nielsen, P. J. Pedersen og T. Tranæs, 2006. Skat, lighed og arbejde - en undersøgelse af det danske skatte- og velfærdssystem. Gyldendal. 18. le Maire, D. og C. Scheuer, 2008. 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, 2001. Welfare, The Earned Income Tax Credit, and The Labor Supply of Single Mothers. The Quaterly Journal of Economics CXVI, 1063-1114. 20. Michalopoulos, C., P. Robins og D. Card, 2008. When financial work incentives pay for themselves: evidence from a randomized social experiment for welfare recipients. Journal of Public Economics 89, 5-29. 21. Piketty, T., 1998. L Impact des Incitations Financières au Travail sur les Comportements Individuels: Une Estimation pour le cas Francais. Economie et Prevision, 132-33, 1-35. 22. Retsinformation, 2010. Lov nr. 1593 af 22/12/2010. Lov om en 2-årig forsøgsordning om jobpræmie til enlige forsørgere. 23. Van Soest, A., 1995. Discrete Choice Models of Family Labor Supply. Journal of Human Resources 30, 63-88. 24. Van Soest, A., M. Dias og X. Gong, 2002. A Structural Labor Supply Model with Flexible Preferences. Journal of Econometrics 107, 345-374. 25. Verbeek, M., 2004. A Guide To Modern Econometrics. 2nd Edition. John Wiley & Sons. 26. Wooldridge, J. M., 2003. Introductory Econometrics - A Modern Approach. 2nd Edition. South-Western. 27. Økonomi- og Indenrigsministeriet, maj 2012. Økonomiske incitamenter til beskæftigelse. Økonomisk Analyse. 23

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

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

Tabel A1: Karakteristik af behandlings- og kontrolgrupperne, 2010 26

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, 2002-2010 Kilde: Egne beregninger på Danmarks Statistiks registre samt DREAM-registret. 27