Oppgrader til nyeste versjon av Internet eksplorer for best mulig visning av siden. Klikk her for for å skjule denne meldingen
Ikke pålogget
{{session.user.firstName}} {{session.user.lastName}}
Du har tilgang til Idunn gjennom , & {{sessionPartyGroup.name}}

Virker arbeidspraksis i ordinær virksomhet etter sitt formål?

Dr. polit. i samfunnsøkonomi, forsker ved Frischsenteret
SammendragEngelsk sammendrag

Sammendrag

I denne artikkelen evaluerer jeg kausale effekter av arbeidspraksis og opplæringstiltak for ordinære jobbsøkere i perioden 2003–2012. Det legges vekt på gjentatt og sekvensiell deltakelse på tiltakene, og jeg ser nærmere på de vanskeligstilte gruppene. Estimering og simulering av forløpsanalysemodellen viser at arbeidspraksis har moderate (hvis noen) positive effekter på sannsynligheten for å komme i ordinært arbeid, mens opplæringstiltak har klart positive effekter. Effektene varierer mellom ulike grupper. Innvandrere har mest utbytte av arbeidspraksistiltak, fortrinnsvis kombinert med opplæring. «Opplæring først og arbeidspraksis etterpå» har mer positive effekter enn «arbeidspraksis først og opplæring etterpå».

Nøkkelord: arbeidspraksis, opplæring, gjentatt og sekvensiell deltakelse, kausal effekt

Abstract: Does the work practice programme have its intended effects?

In this article we evaluate the causal effect of the work practice programme for ordinary job-seekers in the period 2003–2012. We investigate the repeated and sequential participations, and look more closely at groups with employment difficulties. By estimating and simulating a duration model, we found that the work practice programme has moderate (if any) positive effects on employment probability, while the labour market training programme has clear positive effects. Immigrants benefit most from the work practice programme, particularly in combination with training. «Training first, practice later» seems more favorable than «practice first, train later».

Keywords: work practice programme, labour market training, repeated and sequential participations, causal effect


Arbeidspraksis (tidligere praksisplass) i ordinær virksomhet er et arbeidsrettet tiltak for arbeidsledige som trenger å prøve ut sine muligheter på arbeidsmarkedet, opparbeide seg arbeidserfaring og kompetanse, og gjennom dette styrke muligheten til å komme i ordinært arbeid.1 Tiltaket retter seg både mot ordinære jobbsøkere og mot personer med nedsatt arbeidsevne.

De som deltar i ordningen, må utarbeide en opplæringsplan i samarbeid med arbeidsgiver. Planen må inneholde konkrete mål som arbeidssøker skal forsøke å oppnå i praksisperioden, og et opplegg som sikrer tett oppfølging fra arbeidsgiver. Varigheten av tiltaket skal tilpasses deltakernes behov, opptil ett år om gangen. Deltakerne får ofte stønad til tiltaket, enten som dagpenger (for dem som har dagpengerettigheter) eller som tiltaksstønad fra NAV. Målet med denne analysen er å evaluere hvilke kausale effekter ordinære jobbsøkere har av å delta i arbeidspraksis i ordinær virksomhet. Offentlig registerdata ligger til grunn for undersøkelsen.

En sentral utfordring ved alle evalueringsstudier er det såkalte seleksjonsproblemet, som, i dette tilfellet, forårsakes av at tildeling og aksept av tiltaksplass ikke skjer vilkårlig (randomisert). Dette innebærer at observerte forskjeller i utfall fanger opp en kombinasjon av tiltakseffekter og eventuelle andre systematiske, men uobserverte, forskjeller mellom deltakere og ikke-deltakere. Slike systematiske forskjeller kan oppstå som følge av administrativ seleksjon i prosessen med tildeling av tiltak, eller som følge av individuell seleksjon (selv-seleksjon). Dette er en grunnleggende utfordring ved å bruke ikke-eksperimentelle data til å evaluere tiltakseffekter. I denne studien brukes en analysemetode som kalles Timing of events, som har vist seg å være svært godt egnet for å løse slike seleksjonsproblemer.

Tidligere forskning

Arbeidspraksis har lang historie som arbeidsrettet tiltak. Norske studier av effekter av arbeidspraksis har vært mange, med sprikende resultat. Funnene viser at arbeidspraksis hadde varierende effekter for funksjonshemmede (Olsvik, Guldvik & Eide 2007), ingen betydelige effekter for innvandrere som følge av mangel på tett oppfølging (Djuve 2007), og moderat, men signifikant positiv effekt på sysselsetting for personer med nedsatt arbeidsevne (Westlie 2008). Forskningen viser også at arbeidspraksis har negative effekter på overgangen til jobb for unge under 20 år (Hardoy 2005). Von Simson (2012) finner også negative effekter for unge som ikke har fullført videregående, men ungdommer i denne gruppen har større sannsynlighet for å få jobb hvis de er tilknyttet et vikarbyrå. Hardoy & Zhang (2010) studerte samtlige arbeidsrettede tiltak for både nordmenn og innvandrere i perioden 1995–2005, og fant at arbeidspraksis har visse positive effekter for innvandrere, rett etter at tiltak er avsluttet, men når de går ledige lenge etter at tiltak er avsluttet, minsker effekten dramatisk. For majoritetsbefolkningen (nordmenn) har arbeidspraksis ingen store positive effekter på sannsynligheten for å få jobb.

Det kan også være hensiktsmessig å skille effekter av individuell deltakelse mellom «på-tiltakseffekter» og «etter-tiltakseffekter». Flere empiriske studier viser at mens man deltar på et arbeidsmarkedstiltak, reduseres sannsynligheten for å forlate tilstanden som arbeidsledig. Dette blir ofte referert til som innlåsningseffekter, og kan forårsakes av at tiltaket medfører mindre tid til ordinær jobbsøking, eller at deltakere selv ønsker å benytte tiltak til å bygge opp sin humankapital og styrke sine muligheter i jobbsøking. Det kan også være et fullføringskrav fra NAV. Økonomiske insentiver kan i tillegg være til stede, ved at tiltak er en forutsetning for å motta arbeidsledighetsytelse. Etter at et tiltak er avsluttet, bør man imidlertid kunne forvente å ha større sannsynlighet for å få overgang til arbeid enn det man ville hatt uten tiltaksdeltakelse. Dette er den kausale effekten man ofte er opptatt av. Hvilke av disse effektene som i så fall dominerer, vil avhenge av størrelsen på de ulike effektene, av varigheten av tiltaket og av hvilke(t) utfallsmål man fokuserer på.

I tillegg kan man tenke seg at selve tilbudet om å delta i arbeidspraksis – eller vissheten om at et tilbud eller krav om slik deltakelse kan komme – påvirker potensielle deltakeres jobbsøkeatferd. Hvis en person er positivt innstilt til å delta i arbeidspraksis, vil han muligens redusere sin jobbsøkingsintensitet før tiltaket setter i gang. Alternativt kan man tenke seg at en person som er negativt innstilt til tiltak, vil øke sin jobbsøkingsinnsats for å finne en jobb før han eventuelt må delta i tiltak. Calmfors og Lang (1995) konkluderte med at det faktum at tiltak eksisterer som en mulighet, gjør at potensielle deltakere endrer sin adferd før de faktisk blir tilbudt tiltak. Dette i seg selv kan redusere overgangen fra ledighet til jobb i forkant av mulig tiltaksdeltakelse. Black mfl. (2003) viser motsatt hvordan krav om tiltaksdeltakelse kan fungere som en «trussel», og dermed motivere jobbsøkere til å greie seg på egen hånd. Se for øvrig Røed (2012) for en detaljert diskusjon om dette.

Multippel og sekvensiell deltakelse

Tidligere studier ser vanligvis kun på én tiltaksdeltakelse, men i praksis observerer vi ofte hyppige bevegelser i et ledighetsforløp, der den arbeidsledige enten deltar på samme tiltak flere ganger eller deltar på flere typer tiltak etter hverandre. Denne typen kompleks bevegelse er illustrert i figur 1.

Figur 1 tar utgangspunkt i en person som er helt ledig, og som deltar på enten opplæringstiltak (AMO) eller arbeidspraksis (PPL). Når deltakelsen er avsluttet, kan personen bli ledig igjen. Derfra kan vedkommende delta igjen på samme tiltak (gjentatt deltakelse) eller på den andre typen tiltak (sekvensiell deltakelse). I alle trinnene av ledighetsforløpet har personen mulighet til å foreta absorberende overganger, dvs. overganger helt ut av arbeidsledighet til f.eks. jobb.

Figur 1. Multiple og sekvensielle deltakelser

I registerdata ser vi at opplæringstiltak ofte brukes sammen med arbeidspraksis. Det er gjerne slik at bruken av arbeidspraksis er ett av flere elementer i en mer helhetlig tiltaksstrategi, enten som et første tiltak i en såkalt «place–train»-strategi (arbeidspraksis først, deretter opplæringstiltak) eller som et oppfølgingstiltak i en «train–place»-strategi (opplæringstiltak først, deretter arbeidspraksis). Ved en slik tiltakskombinasjon er det naturlig å evaluere arbeidspraksis både opp mot opplæringstiltak og som del av en tiltakssekvens. Det er viktig å legge merke til at i økonomisk litteratur brukes «place–train» til å karakterisere programmer som ofte er tilrettelagt for personer med nedsatte arbeidsevner, der personene er plassert i bedrifter og får opplæring mens de er i praksis. Her tar jeg bare for meg arbeidspraksis som et tiltak før et eventuelt opplæringstiltak i en tiltakssekvens.

Med gjentatte og sekvensielle tiltak er det mye vanskeligere å analysere tiltakseffekter. For det første vet man ikke om gjentatte og sekvensielle tiltak er planlagt på forhånd ved starten av et forløp, eller om de bare er påfølgende hendelser. Man kan tenke seg at en person blir tilbudt en «tiltakspakke», med opplæring først og deretter plassering i bedrift. Det kan også tenkes at den ledige blir tilbudt et tiltak, som viser seg å være mindre effektivt med hensyn til jobbmulighet. Deretter blir vedkommende tilbudt et annet tiltak for å prøve ut andre muligheter. Hvilke senarioer som er aktuelle, har man ikke mulighet til å fastslå ut fra registerdata.

For det andre, med gjentatt og sekvensiell deltakelse vil effekter av tidligere deltakelse påvirke både sannsynligheten for senere tiltaksdeltakelse og effekter av senere tiltak. Det er to mulige måter å håndtere effekter av tidligere deltakelse på: Hvis det antas at effekten av tidligere tiltak er langvarig og vil påvirke effekten av senere tiltak, kalles effekten persistent. Effekten av tidligere tiltaksdeltakelse som man antar kun vil vare fram til et nytt tiltak inntreffer, kalles memoryless. I det siste tilfellet er enhver tiltakseffekt (enten innlåsningseffekt eller etter-tiltakseffekt) veldefinert kun for denne tiltaksdeltakelsen alene.

En sentral forutsetning for sekvensiell eller gjentatt deltakelse i tiltak er at tidligere tiltak har «feilet». Det er naturlig å tro at de som får størst utbytte av tiltaksdeltakelse, finner en jobb og forlater gruppen med ledige først, mens personer med flere tiltaksdeltakelser er en negativt sortert gruppe, det vil si at de har minst utbytte av tiltak og lavere sannsynlighet for å få jobb. I denne sammenhengen er det viktig å analysere hvilket tiltak som ble tilbudt først, fordi det er naturlig å anta at det første tiltaket som ble tilbudt av NAV, var det best tilgjengelige hjelpemiddelet for jobbsøkerne da ledigheten tok til. Den «tiltaksstrategien» NAV-kontoret opererer med, vil dermed ha konsekvenser for utfallet av ledighetsforløpet. Faktorer som bestemmer hvilket tiltak som blir tilbudt først, kan være saksbehandleres vurderinger, kompetanser og erfaringer, NAV-kontorets praksis, ressurser og budsjett, osv. Det er dessverre ikke mulig å avdekke slik tildelingspraksis ut fra registerdata. Men med statistiske metoder kan man allikevel si noe om hvilken rekkefølge av tiltakene i sekvensen som er mest effektiv med tanke på overgang til ordinært arbeid.

Det er få norske studier som har studert sekvensiell tiltaksdeltakelse («tiltakspakke» eller «tiltakskjede»). Hardoy og Zhang (2010) definerer «først opplæring, deretter praksis» som en tiltakspakke og har funnet at en slik pakke har visse positive effekter på den lediges sannsynlighet for å få jobb.

Modelleringsstrategier

For å håndtere gjentatt og sekvensiell tiltaksdeltakelse har jeg valgt en modell som skiller første deltakelse i tiltak fra senere tiltak, og antar at effekter av senere deltakelser avhenger av det første tiltaket man deltar på i det samme ledighetsforløpet.

Figur 2.


Figur 2 illustrerer modelleringsstrategien. Forløpet begynner med en person som er helt ledig (HL), og som kan gå til enten opplæringstiltak (AMO) eller arbeidspraksis (PPL) som den første deltakelsen i et tiltak. Når personen er ferdig med første tiltak og ikke har lyktes med å finne jobb, er vedkommende tilbake til helt ledig. Mens tiltaket pågår, inntreffer på-tiltakseffekt (innlåsningseffekt) av første tiltak. Når personen har vendt tilbake til ledighet igjen, inntreffer etter-tiltakseffekten av første tiltak, som varer helt til forløpet er avsluttet (persistent effekt).

Fra åpen ledighet kan personen delta igjen på enten AMO eller PPL, men avhengig av hvilket tiltak vedkommende deltok på først, vil effekter av senere tiltak antas å være forskjellige. I figur 2 betegnes senere AMO som henholdsvis aAMO og pAMO, avhengig av om det første tiltaket var AMO eller PPL. Samme resonnement brukes også for senere deltakelse på arbeidspraksis. Effekter av senere deltakelse på tiltak skiller da ikke bare etter hvilket tiltak det gjelder, men også etter hva som var det første tiltaket. De senere tiltaksdeltakelsene er imidlertid «memoryless» og virker bare for det senere tiltaket og fram til en ny deltakelse.

Min metodiske tilnærming bygger på den såkalte Timing-of-Events-tilnærmingen (Abbring & Van den Berg 2003). Kort fortalt handler den om å modellere sannsynligheter i en forløpsmodell for overgang mellom ulike tilstander, betinget på den uobserverte heterogeniteten som kan gi opphav til ikke-kausal korrelasjon mellom ulike overgangsrater. I praksis løses seleksjonsproblemet ved at jeg modellerer de uobserverte faktorene som trekninger fra ukjente sannsynlighetsfordelinger.

Innenfor rammen av dette modellapparatet måles tiltakseffektene som relative endringer i overgangssannsynligheter forårsaket av tiltaksdeltakelse. Metoden er derfor godt egnet til å analysere innlåsningseffekter og etter-tiltakseffekter separat. Se Gaure, Røed & Zhang (2007) for teknisk beskrivelse, og appendiks i Zhang (2015) for en konkret modellformulering.

Ved hjelp av enkle simuleringer kan vi også komme fram til hvilke samlede effekter ulike tiltak har på ledighetsforløpets varighet og på det endelige utfallet av ledighetsforløpet. En fordel med denne metoden er at jeg ved hjelp av estimerte modellparametere kan simulere situasjoner med og uten eksistensen av ulike typer tiltak, hvilket igjen kan danne grunnlag for eventuelle nytte–kostnads-analyser.

Data og ledighetsforløp

Dataene i denne studien er koblede administrative registerdata som er innhentet fra Statistisk Sentralbyrå (SSB), bl.a. arbeidsledighetsregister, arbeidstakerregister, inntekts- og trygdeopplysninger og demografisk informasjon. Jeg fokuserer på perioden fra januar 2003 til desember 2012, altså ti år. Tidsenheten i analysen er måned.

I denne analysen er det å være arbeidsledig definert som å være registrert arbeidssøker i NAVs register med status som helt ledig eller deltaker på ordinære arbeidsmarkedstiltak. Jeg ekskluderer personer som er permittert. Ledighetsforløp er definert ved at de starter etter minst seks måneders fravær fra arbeidsledighetsregisteret og slutter med minst tre måneders fravær fra registeret. Alle ledighetsforløp starter med status «helt ledig, ikke permittert». Personenes dagpengestatus har ikke noe å si for hvem som regnes som helt ledige.

Når et ledighetsforløp er avsluttet, sier jeg at forløpet har hatt overgang til et endelig utfall. Motsatt: Deltakelse i nytt tiltak defineres som «midlertidig overgang». Jeg definerer tre typer endelige utfall: jobb, trygd og ute av arbeidsstyrken (UAA).

Jobbovergang er definert ved både registrert og uregistrert arbeidsforhold med gjennomsnittlig månedslønn som overstiger 5000 NOK, innen tre måneder etter at ledighetsforløpet er avsluttet. I tillegg har jeg valgt å definere overgang til delvis sysselsatt som en jobb. Deltidsjobb eller korttidsengasjement er ofte inngangsbillett til en mer permanent jobb og et slags fotfeste i arbeidsmarkedet. Jeg mener at det tross alt er en viss suksess hvis en arbeidsledig person kan finne en deltidsjobb til å begynne med.

Overgangen til trygd er definert ved at det er registrert trygdeforhold eller ytelsesmottagelse innen tre måneder etter at et tiltaksforløp er avsluttet. Trygdeforhold inkluderer alle typer ytelser (arbeidsavklaringspenger, sosialhjelp, uføretrygd osv.) bortsett fra dagpenger og sykepenger. I tillegg er deltakelse i tiltak som er rettet mot personer med nedsatt arbeidsevne, definert som overgang til trygd.

Hvis jeg ikke kan definere en endelig overgang som jobb eller trygd, definerer jeg overgangen som ut av arbeidsstyrken (UAA). UAA inkluderer overgang til ordinær utdanning. Det kan argumenteres for at utdanning etter deltakelse i arbeidsmarkedstiltak kan anses som en suksess, dersom deltakelsen har inspirert personen til å ta mer utdanning. Samtidig er utdanning tross alt en tilstand hvor personen trekker seg ut av arbeidslivet. Derfor har jeg i denne studien valgt å betrakte utdanning som en del av tilbaketrekning fra arbeidsmarkedet.

Når et forløp har vart i over 36 måneder uten et endelig utfall, sensurerer jeg forløpet. Det vil si at forløpet avsluttes uten en overgang. Siden jeg kun fokuserer på to typer tiltak, sensurerer jeg også forløp ved overgang til deltakelse i alle andre typer tiltak, f.eks. lønnstilskudd og sysselsettingstiltak. Dette innebærer at jeg i praksis sammenligner effektene av deltakelse i opplæring og arbeidspraksis med ikke-deltakelse. Vi sensurerer også forløp hvis varigheten av tiltak er lengre enn tolv måneder. Forløp som varte fram til slutten av analyseperioden uten overgang, ble sensurert.

Resultater

Jeg presenterer først beskrivende statistikk for analyseutvalget, se tabell 1 og 2.

Tabell 1. Beskrivende statistikk

Antall forløp946 052Antall deltakelser på AMO
Antall månedlige observasjoner4 395 746176 079
Overganger211 638
Jobb601 7533+2 681
Trygd66 303
Ute av arbeidsstyrken194 743Antall deltakelser på PPL
143 741
Opplæringstiltak AMO108 03924 745
Arbeidspraksis PPL55 1693+622
Gjennomsnitt varighet (måned)4,6464
Antall med AMO som første tiltak87 386
Antall med PPL som første tiltak39 120

Det er totalt 946 052 forløp i perioden 2003–2012, som utgjør ca. 4,4 millioner månedlige observasjoner. Det er 601 753 overganger til jobb, som er langt flere enn det er overganger til trygd og UAA. Det er omtrent dobbelt så mange med deltakelse i opplæring som med deltakelse i arbeidspraksis. Tabell 1 viser også at det er flere gjentatte deltakelser av samme tiltak i et og samme forløp. De fleste tiltaksdeltakerne har opplæring som første tiltak (87 386 forløp med AMO som første tiltak, versus 39 120 med arbeidspraksis som første). Gjennomsnittlig varighet av alle forløp er ca. 4,6 måneder.

Tabell 2 viser gjennomsnittlig verdi og fordeling av individkjennetegn ved starten av forløp. Totalt er det 704 964 personer i analyseutvalget. Det er flere menn enn kvinner. Innvandrere utgjør ca. 25 prosent av totalt antall personer, og de fleste er første generasjons innvandrere. Gjennomsnittlig alder i utvalget er ca. 32,5 år, og de fleste er voksne i alderen 26–55 år. De fleste har grunnskole og videregående skole. Når man ser på kjennetegn for deltakere i opplæring og arbeidspraksis, er det noen interessante observasjoner. Først og fremst er det flere menn enn kvinner som deltar på opplæring, mens kvinner har størst andel i arbeidspraksis. Innvandrere utgjør litt mindre enn halvparten av tiltaksdeltakerne (ca. 40 % for begge tiltak). Det er de som er mellom 26 og 55 år, som deltar mest i opplæring, mens flest unge (under 26 år) deltar i arbeidspraksis. For begge tiltak er det flest med lavere utdanning. Deltakere med grunnskole og ikke fullført videregående skole (drop-outs) utgjør ca. halvparten av dem som får opplæring, og nesten 60 prosent av dem som er i arbeidspraksis. Grunnen til at denne gruppen er med som en egen kategori her selv om den ikke utgjør så stor andel av utvalget, er at dette er en viktig målgruppe for opplærings- og arbeidspraksistiltak.

Tabell 2. Statistikk på individkjennetegn ved start av forløp

Totalt antall personer704 964AMOPPL
Kvinner46,51 %Kvinner47,90 %53,42 %
Gift og sambo26,80 %Gift og sambo34,65 %27,51 %
Innvandrere24,84 %Innvandrere41,91 %40,43 %
Først gen. innvandrere23,79 %Unge <= 25 år27,78 %54,79 %
Andre gen. innvandrere1,04 %Mid.alder 26–55 år67,57 %43,69 %
Gjennomsnitt alder32,47Eldre 56+4,65 %1,52 %
Unge < = 25 år35,45 %Grunnskole43,22 %57,97 %
Mid.alder 26–55 år59,47 %Ikke fullført videregående6 %2,58 %
Eldre 56+5,08 %Videregående22,43 %14,41 %
Grunnskole34,41 %Høyere utdanning17,57 %13,26 %
Ikke fullført videregående6,45 %Ukjent utdanning10,07 %10,75 %
Videregående28,99 %
Høyere utdanning21,95 %
Ukjent utdanning6,64 %
Antall år med positive pensjonspoeng8,3724
Gjennomsnitt G1,8153

Modellen er formulert slik at effekter av tiltaksdeltakelse er estimert separat for de ulike undergruppene (kvinner, unge, personer med kun grunnskoleutdanning og innvandrere). Dette gjøres ved å lage samspillsvariable for hver av undergruppene med selve tiltakseffektene. Samspill er foretatt både for aller første tiltaksdeltakelse og for senere deltakelse hver for seg, for både på-tiltakseffekter og etter-tiltakseffekter. De estimerte tiltakseffektene har da tolkning som effekter for referansegruppen (middelaldrende norske menn bosatt i Oslo, med videregående utdanning, ved gjennomsnittlig arbeidsmarkedsforhold i første kvartal 2003). Effektene for hver gruppe kan da kalkuleres ved å legge sammen referanseeffekter og estimater for samspillsledd, slik tabell 3 og 4 nedenfor presenterer. Der er estimater til undergrupper allerede lagt inn i referanseeffekten.

For å beregne hvilke prosentvise effekter deltakelse i tiltak som pågår over én måned, har for overgangssannsynligheter, må en ta hensyn til hvilket nivå overgangssannsynligheten har i utgangspunktet, og også nivået til konkurrerende overganger. Beregningen av sannsynlighet for overgang til jobb må også ta hensyn til sannsynlighet for overgang til annet enn jobb, se appendiks i Zhang (2015) for en teknisk forklaring. Kolonnene «% effekt …» i tabell 3 og 4 viser slike prosentvise effekter av estimerte tiltakseffekter på sannsynlighet for overgang til jobb. Det er imidlertid viktig å understreke at størrelsen på estimater og beregnet prosentvis effekt bør ses i sammenheng med opprinnelig sannsynlighet.

Første venstre del av tabell 3 viser estimater av på-tiltakseffekt av aller første deltakelse i opplæringstiltak. Man ser at deltakelse i opplæringstiltak gir signifikant negative «innlåsningseffekter» på overgang til jobb mens tiltak pågår, men størrelsesmessig er ikke innlåsningseffektene veldig store. Innvandrere har sterkest innlåsningseffekter blant alle gruppene, med 34,5 prosent reduksjon på sannsynligheten for overgang til jobb. Det kan tenkes at opplæringstiltak for innvandrere har en annen profil, f.eks. fordi språkopplæring er viktig for innvandreres fotfeste på det norske arbeidsmarkedet. Det kan være at innvandrere vil benytte seg av tiltak til bedre språk og kulturforståelse av norsk arbeidsmarked, og fullføre dette før de aktivt begynner å søke jobb.

I midtre venstre del av tabell 3 ser jeg på-tiltakseffekter av senere deltakelse i opplæringstiltak (gjentatt deltakelse), gitt at første tiltak er opplæring. Innlåsningseffekter av senere deltakelse av AMO er noe sterkere enn ved førstegangs deltakelse. Det er imidlertid observert i nederste venstre del av tabellen at dersom senere tiltak er arbeidspraksis, vil innlåsningseffekter på sannsynligheten for å få jobb bli sterkere. Innlåsningseffekten er sterkest for unge arbeidssøkere, med opptil 62,5 prosent reduksjon på månedlig jobbsannsynlighet.

Høyre del av tabell 3 viser etter-tiltakseffekter på sannsynlighet for jobbovergang når tiltak er avsluttet og vedkommende har kommet tilbake til åpen ledighet og første tiltak var opplæring. Vi ser at det første opplæringstiltaket har gunstige etter-tiltakseffekter (persistent-effekter) generelt på jobbsannsynligheter, for alle grupper. Avsluttet opplæringstiltak gir positive økninger i den månedlige jobbsannsynligheten, på 28–39 prosent. Blant de utsatte gruppene er det de som kun har grunnskoleutdanning, som har størst utbytte av første opplæringstiltak (ca. 48 % økning i jobbsannsynlighet). Gjentatt deltakelse på AMO ser ikke ut til å ha noen ytterligere effekter, og alle estimatene er ikke-signifikante. Arbeidspraksis som følger etter første AMO, gir også positive etter-tiltakseffekter. Det er de med lavere utdanning og innvandrere som har størst utbytte av arbeidspraksis etter opplæring.

I tabell 4 presenterer jeg effektene av tiltak der arbeidspraksis er det første tiltaket. Funnene viser at deltakelse i arbeidspraksis gir mye sterkere innlåsningseffekter på overgangssannsynlighet til jobb enn tilfellet der det første tiltaket er opplæring (se tabell 3). Det er opptil 70–80 prosent reduksjon i månedlig jobbsannsynlighet mens man deltar på det første arbeidspraksistiltaket. Effekten er sterkest for unge jobbsøkere, men forskjellen på tvers av grupper er ikke veldig stor.

Dersom første tiltak er arbeidspraksis, ser vi at senere deltakelse i arbeidspraksis (gjentatt deltakelse) gir like sterk negativ innlåsningseffekt for overgang til jobb, men hvis man deltar på opplæringstiltak etter å ha vært innom arbeidspraksis som det første tiltaket, er innlåsningseffekten svakere, ca. 15–47 prosent. Det er innvandrere som har sterkest innlåsningseffekter av AMO-tiltak som følger etter et arbeidspraksistiltak.

Når man i tabell 4 derimot ser på etter-tiltakseffekter når første tiltak er arbeidspraksis (persistent-effekter), ser man at ikke alle etter-tiltakseffektene er statistisk signifikante. De med lavere utdanning og unge personer har til og med negative effekter. Det er kun innvandrere som har positivt utbytte av arbeidspraksis, med en positiv effekt på ca. 15 prosent.

For opplæringstiltak som kommer etter første deltakelse i arbeidspraksis, finnes det derimot positive etter-tiltakseffekter. Disse effektene er signifikant positive for alle grupper, og sterkest for dem med lavere utdanning og for innvandrere. Gjentatt deltakelse i arbeidspraksis har derimot ikke særlig signifikante effekter. Dette er det igjen bare innvandrere som har positivt utbytte av.

I appendiks til Zhang (2015) presenteres lignende tabeller for innlåsningseffekter og etter-tiltakseffekter på overgang til trygd. De samme innlåsningseffektene er observert der som ved overgang til jobb, dog er størrelsen på prosentvise effekter markant større. Begge tilfeller har negative innlåsningseffekter på ca. 60–90 prosent. Resultatene viser at etter- tiltakseffekter på overgang til trygd er gjennomgående negative, hvilket betyr at å delta i tiltak reduserer risikoen for å gå over til trygd. Å delta i arbeidsmarkedstiltak er tross alt en meningsfull aktivitet for å beholde tilknytningen til arbeidsmarkedet.

Tabell 3. Estimerte effekter på sannsynligheten for å få jobb når første tiltak er opplæring

På-tiltakseffektEtter-tiltakseffekt
Første tiltak er opplæringEst.% effekt på sannsynlighetEst.% effekt på sannsynlighet
Effekt (ref.)–0,0642*–13,16 %0,2828**29,16 %
(0,0346)(0,0207)
Grunnskole–0,1200**–16,60 %0,4048**47,96 %
(0,0347)(0,0204)
Ikke fullført videregående–0,0324–10,04 %0,2607**27,60 %
(0,0489)(0,0316)
Kvinner–0,1734**–21,81 %0,3624**38,42 %
(0,0343)(0,0208)
Unge (< = 25 år)–0,1567**–20,50 %0,3498**38,62 %
(0,0357)(0,0236)
Innvandrere (1. gen + 2. gen)–0,3581**–34,50 %0,3341**36,97 %
(0,0382)(0,0234)
Effekt av senere opplæring når første tiltak er opplæringEst.% effekt på sannsynlighetEst.% effekt på sannsynlighet
Effekt (ref.)–0,1506*–41,39 %–0,0542–4,55 %
(0,0867)(0,0484)
Grunnskole–0,0268–39,68 %0,05125,67 %
(0,0826)(0,0446)
Ikke fullført videregående–0,0479–32,55 %–0,0123–0,83 %
(0,1145)(0,0763)
Kvinner–0,2605**–51,58 %0,00400,48 %
(0,0854)(0,0484)
Unge (< = 25 år)–0,3774**–55,93 %0,03153,83 %
(0,0988)(0,0620)
Innvandrere (1. gen. + 2. gen.)–0,3540**–54,44 %0,04494,73 %
(0,0944)(0,0536)
Effekt av senere arbeidspraksis når første tiltak er opplæringEst.% effekt på sannsynlighetEst.% effekt på sannsynlighet
Effekt (ref.)–0,5501**–48,56 %0,1269*15,43 %
(0,1008)(0,0662)
Grunnskole–0,3840**–46,42 %0,2553**30,01 %
(0,0966)(0,0594)
Ikke fullført videregående–0,4781**–43,10 %0,166419,29 %
(0,1388)(0,1055)
Kvinner–0,5791**–53,78 %0,1056*13,55 %
(0,0997)(0,0626)
Unge (< = 25 år)–0,8204**–62,47 %0,059910,19 %
(0,1015)(0,0699)
Innvandrere (1. gen. +2. gen.)–0,4559**–46,05 %0,3647**44,07 %
(0,1031)(0,0708)

NB: Standardfeil i parenteser. ** indikerer signifikant på 5 %, * indikerer signifikant på 10 %.

Tabell 4. Estimerte effekter på sannsynligheten for å få jobb når første tiltak er arbeidspraksis

På-tiltakseffektEtter-tiltakseffekt
Første tiltak er arbeidspraksisEst.% effekt på sannsynlighetEst.% effekt på sannsynlighet
Effekt (ref.)–1,6232**–75,53 %0,00822,88 %
(0,0534)(0,0488)
Grunnskole–1,7826**–79,69 %–0,2349**–18,07 %
(0,0499)(0,0426)
Ikke fullført videregående–1,4532**–71,35 %0,05076,01 %
(0,0925)(0,0985)
Kvinner–1,7377**–78,37 %-0,00242,19 %
(0,0515)(0,0468)
Unge (< = 25 år)–2,0058**–82,91 %–0,1879**–12,37 %
(0,0508)(0,0451)
Innvandrere (1. gen + 2. gen)–1,5032**–73,47 %0,1265**15,16 %
(0,0536)(0,0478)
Effekt av senere opplæring når første tiltak er arbeidspraksisEst.% effekt på sannsynlighetEst.% effekt på sannsynlighet
Effekt (ref.)–0,2890–30,81 %0,6406**73,23 %
(0,2001)(0,1313)
Grunnskole–0,3040–14,46 %0,7779**104,69 %
(0,1959)(0,1204)
Ikke fullført videregående–0,1576–24,79 %0,222823,34 %
(0,3224)(0,2795)
Kvinner–0,3445*–32,68 %0,5828**66,53 %
(0,1947)(0,1320)
Unge (< = 25 år)–0,4110**–24,65 %0,4597**51,78 %
(0,1929)(0,1311)
Innvandrere (1. gen. + 2. gen.)–0,4306**–46,58 %0,8219**105,26 %
(0,1945)(0,1217)
Effekt av senere arbeidspraksis når første tiltak er arbeidspraksisEst.% effekt på sannsynlighetEst.% effekt på sannsynlighet
Effekt (ref.)–1,4079**–72,78 %0,141213,76 %
(0,1778)(0,1351)
Grunnskole–1,6389**–72,88 %0,02463,36 %
(0,1598)(0,1170)
Ikke fullført videregående–1,0946**–63,90 %–0,3440–24,50 %
(0,2428)(0,2846)
Kvinner–1,3552**–71,07 %0,09079,36 %
(0,1712)(0,1335)
Unge (< = 25 år)–2,0606**–82,46 %–0,0757–2,68 %
(0,1671)(0,1306)
Innvandrere (1. gen. +2. gen.)–1,4534**–77,43 %0,3890**41,49 %
(0,1690)(0,1267)

NB: Standardfeil i parenteser. ** indikerer signifikant på 5 %, * indikerer signifikant på 10 %.

Resultatene gir et ganske sprikende bilde av hva slags virkninger tiltak har for overgang til jobb. På den ene siden har vi på-tiltakseffekter, som stort sett er veldig negative for alle grupper. På den andre siden er etter-tiltakseffekter mer oppløftende, og har positive virkninger på jobbsannsynligheter. Arbeidspraksis ser ut til å gi lavere overgangssannsynlighet til både jobb og trygd. Opplæringstiltak virker å ha noe lavere innlåsningseffekter enn arbeidspraksis, og har generelt høyere positive etter-tiltakseffekter på jobbsannsynlighet. Det er interessant å observere at hvilken «tiltaksstrategi» som benyttes, har viktige virkninger på ledighetsutfallet. Hvilket tiltak som inntreffer først, har betydning for hva slags effekt ulike tiltak har på sannsynligheten for overgang til både jobb og trygd senere. Ut fra estimatene kan jeg konkludere at med opplæringstiltak som det første tiltaket er innlåsningseffektene mindre og etter-tiltakseffektene noe sterkere enn når første tiltak er arbeidspraksis. «Train–place» ser ut til å ha større gunstigere effekter enn «place–train». I tillegg observerer jeg at gjentatt deltakelse i samme type tiltak virker å ha mindre effekt enn det første tiltaket.

Simulering av aggregerte effekter

Hva kan vi si om totaleffekten når vi finner negative innlåsningseffekter og positive etter-tiltakseffekter? De to førstnevnte motvirker hverandre, og de samlede effektene er ikke alltid lett å identifisere. Forløpsmodellen gir oss et enkelt verktøy til å analysere totale effekter via simulering.

Basert på estimatene kan jeg simulere hele ledighetsforløpet for hvert individ på nytt. Individuelle kjennetegn fra starten av et forløp holdes fast gjennom hele det simulerte forløpet. Jeg tar utgangspunkt i startkalendermåneden for det observerte forløpet for individet. For hver pågående måned kalkulerer jeg alle overgangssannsynligheter basert på estimater (for individkjennetegn, uobservert heterogenitet, bosted, kalendertid, lokal ledighet (andel arbeidsledige i kommunen) osv.) til å danne en fordeling for overgangssannsynligheter. Jeg evaluerer denne fordelingen med en vilkårlig sannsynlighet trukket fra en uniform fordeling for å bestemme om det er en overgang i måneden, og eventuelt hvilken overgang. Forløp fortsetter måned for måned inntil det er en endelig overgang. Total varighet er satt til maksimalt 36 måneder. Total tiltaksvarighet er satt til 12 måneder.

Jeg legger innlåsningseffekter og etter-tiltakseffekter til grunn for beregningen av overgangssannsynligheter. Det skilles selvsagt mellom effekter av alle første tiltak, og effekter av senere tiltak etter hva som ble trukket som første tiltak. Man har da mulighet til å «skru av og på» estimerte effekter for å evaluere hvordan deltakelse i tiltak påvirker overganger. Jeg betrakter seks mulige senarioer:

  • Ingen tiltak har effekter (0). Dette er modellen jeg sammenligner med.
  • Kun opplæringstiltak (a) har effekter (innlåsningseffekter og etter-tiltakseffekter). Dette betyr at jeg kun tar inn estimerte effekter for AMO.
  • Kun arbeidspraksis (p) har effekter (innlåsningseffekter og etter-tiltakseffekter). Dette betyr at jeg kun tar inn estimerte effekter for arbeidspraksis.
  • Full modell (1). Dette er en simulering der alle tiltakene har sine estimerte effekter. Den er helt lik estimeringsmodellen.
  • Train–place-tilfellet (tp), der jeg «skrur på» effekter når første tiltak er AMO. Senere deltakelse i tiltak har sine estimerte effekter.
  • Place–train-tilfellet (pt), hvor effekter skrus på hvis det første tiltaket var arbeidspraksis.
Med simulerte forløp kan jeg kalkulere antall overganger til jobb og trygdetilstand, og gjennomsnittlig varighet av alle forløp, for alle de seks senarioene. Den relative forskjellen mellom f.eks. (a) og (0) kan da tolkes som effekten av AMO-tiltak alene. Tilsvarende kan jeg beregne effekten av arbeidspraksis (p) mot (0), samt den totale effekten begge tiltakene har på ledighet (1), mot (0). Jeg har da også mulighet til å sammenligne effekter av «train–place» med «place–train» på tilsvarende måte.

Tabell 5 viser simulerte totale effekter for andelen som avslutter ledighetsforløp med overgang til jobb. Først i tabellen presenterer jeg andel av forløp som har jobb som den endelige overgangen, både for hele analyseutvalget og for hver undergruppe, etter de seks senarioene jeg beskrev. De prosentvise endringene av andel overgang til jobb relativt til senario (0), der ingen tiltak har effekter, vil da gi et aggregert mål for tiltakseffekt.

For hele analyseutvalget når verken opplæring eller arbeidspraksis har effekt (verken på-tiltaks- og etter-tiltakseffekt, senario (0)), er det ca. 61,91 prosent forløp som ender med jobbovergang. Når det kun er opplæringstiltak som har effekt (senario (a)), er andel med jobbovergang ca. 62,68 prosent, noe som betyr en økning på 0,77 prosentpoeng, tilsvarende en økning på 1,25 prosent andel med overgang til jobb. Når det er kun arbeidspraksis som har effekt (senario (p)), er andelen med overgang til jobb redusert til 61,62 prosent, det vil si en reduksjon på 0,47 prosent. Når både opplæring og arbeidspraksis har sine estimerte effekter (senario (1)), blir effekten av økt andel av jobbovergang ca. 1,25 prosent. Hvis jeg imidlertid «skrur på» effekter av første opplæringstiltak og etterfulgte effekter for opplæring og arbeidspraksis (senario (tp), train–place), vil den totale effekten på andelen med overgang til jobb bli ca. 1,34 prosent. Tilsvarende funn kan man observere for nesten alle undergrupper. Arbeidspraksis alene vil ha små negative effekter for andelen med jobbovergang for samtlige grupper, bortsett fra innvandrere, som har 0,45 prosent positive effekter. «Train–place» ser ut til å ha gjennomgående positive effekter for alle grupper, og effekten er størst for innvandrere og dem med grunnskoleutdanning. «Place–train» (senario (pt)), derimot, har ingen vesentlige effekter på andelen jobboverganger i simulerte forløp.

Tabell 5. Simulerte effekter på overgang til jobb

Effekter på overgang til jobbAlleKvinnerGrunnskole
Andel overgangEffektAndel overgangEffektAndel overgangEffekt
Uten tiltakseffekter61,91 %61,48 %51,71 %
Med effekter av både opplæring og arbeidspraksis62,68 %1,25 %62,30 %1,33 %52,53 %1,59 %
Kun effekt av opplæring62,68 %1,25 %62,39 %1,49 %52,64 %1,81 %
Kun effekt av arbeidspraksis61,62 %–0,47 %61,37 %–0,17 %51,24 %–0,90 %
Train–place62,74 %1,34 %62,39 %1,49 %52,88 %2,28 %
Place–train61,74 %–0,27 %61,40 %–0,12 %51,24 %–0,90 %
Ikke fullført videregåendeUnge (< = 25 år)Innvandrere (1. gen. + 2. gen.)
Andel overgangEffektAndel overgangEffektAndel overgangEffekt
Uten tiltakseffekter66,79 %55,71 %51,59 %
Med effekter av både opplæring og arbeidspraksis67,62 %1,24 %56,30 %1,07 %53,41 %3,52 %
Kun effekt av opplæring67,24 %0,67 %56,69 %1,77 %53,21 %3,13 %
Kun effekt av arbeidspraksis66,77 %–0,02 %55,12 %–1,05 %51,83 %0,45 %
Train–place67,73 %1,41 %56,87 %2,08 %53,34 %3,38 %
Place–train66,80 %0,03 %55,33 %–0,68 %52,03 %0,85 %

Tabell 6 viser tilsvarende simulerte andel overganger til trygdetilstand, for alle undergrupper. Her innebærer negative effekter en reduksjon av andel med overgang til trygd, noe som må anses å være en positiv effekt av tiltak. Vi ser at arbeidspraksis alene har liten eller ingen effekt på overgang til trygd for de fleste grupper. Unge og innvandrere er de to gruppene som har redusert andel av trygdeoverganger, med henholdsvis 2,34 prosent og 1,98 prosent, som følge av arbeidspraksis. Opplæringstiltak bidrar generelt til å redusere trygdeoverganger for samtlige grupper. Med både opplæringstiltak og arbeidspraksis har alle grupper oppnådd en reduksjon av overgang til trygd på mellom ca. 2,45 prosent og 7,15 prosent. Av tabell 6 observerer man igjen at «train–place» virker bedre enn «place–train». Innvandrere er den gruppen som peker seg ut med størst effekter på trygdeovergangen. I Zhang (2015) tabell 9 presenteres gjennomsnittlig varighet av simulerte forløp i de seks senarioene av simulerte tiltaksstrategier. Det viser seg at man totalt sett kan konkludere med at deltakelse i tiltak forlenger gjennomsnittlig varighet av ledighetsforløp. Arbeidspraksis har større effekt på varigheten av ledigheten enn hva opplæring har. Vi ser også at effekten på varighet er mindre i «train–place»-tilfellet enn i «place–train» for de fleste grupper, unntatt for dem med lav utdanning og for innvandrere.

Tabell 6. Simulerte effekter på overgang til trygd

Effekter på overgang til trygdAlleKvinnerGrunnskole
Andel overgangEffektAndel overgangEffektAndel overgangEffekt
Uten tiltakseffekter9,24 %11,01 %12,72 %
Med effekter av både opplæring og arbeidspraksis9,01 %–2,49 %10,60 %–3,77 %12,29 %–3,44 %
Kun effekt av opplæring9,10 %–1,44 %10,63 %–3,50 %12,49 %–1,86 %
Kun effekt av arbeidspraksis9,30 %0,70 %10,91 %–0,92 %12,73 %0,06 %
Train–place9,05 %–2,05 %10,66 %–3,19 %12,37 %–2,77 %
Place–train9,29 %0,62 %10,97 %–0,43 %12,66 %–0,50 %
Ikke fullført videregåendeUnge (< = 25 år)Innvandrere (1. gen. + 2. gen.)
Andel overgangEffektAndel overgangEffektAndel overgangEffekt
Uten tiltakseffekter15,61 %6,08 %8,86 %
Med effekter av både opplæring og arbeidspraksis14,95 %–4,22 %5,81 %–4,43 %8,23 %–7,15 %
Kun effekt av opplæring15,40 %–1,40 %5,90 %–3,01 %8,42 %–4,98 %
Kun effekt av arbeidspraksis15,49 %–0,78 %5,94 %–2,34 %8,69 %–1,98 %
Train-place15,13 %–3,06 %5,94 %–2,34 %8,30 %–6,37 %
Place-train15,54 %–0,50 %5,96 %–1,97 %8,70 %–1,77 %

Oppsummering

Jeg har i denne analysen evaluert arbeidspraksistiltak sammen med opplæringstiltak for ordinære arbeidsledige jobbsøkere i Norge fra 2003 til 2012. Effekten er estimert for forskjellige utsatte grupper, og ledighetsforløp er simulert for å anslå aggregerte effekter av tiltak. Spesielt har jeg undersøkt betydningen av gjentatt og sekvensiell tiltaksdeltakelse og de to ulike tiltaksstrategiene «train–place» og «place–train».

Funnene viser at deltakelse i tiltak har betydelige negative effekter på sannsynligheten for overgang til jobb mens tiltaket pågår. Innlåsningseffekter er sterkere for arbeidspraksis enn for opplæringstiltak, og er generelt sterkere for unge, dem med bare grunnskoleutdanning og innvandrere. Gjennomført opplæringstiltak innebærer signifikante positive etter-tiltakseffekter på sannsynligheten for å få jobb. Deltakelse i arbeidspraksis har også visse positive effekter på overgangen til jobb, men størrelsene er moderate. Innvandrere peker seg ut som den gruppen som har mest positive effekter av slik deltakelse.

Jeg har også estimert hvilke effekter deltakelse i både opplæring og arbeidspraksis har på overgangen til trygdetilstand. Her viser resultatene gjennomgående at begge typene av tiltak har både sterkt negative innlåsningseffekter og negative etter-tiltakseffekter for overgangen til trygd. Dette er gjennomgående for alle undergruppene jeg har analysert. Deltakelse i arbeidsmarkedstiltak bidrar til redusert sannsynlighet for å få overgang til trygd.

Det viser seg at hvilken tiltaksstrategi man velger, har betydning for utfallet av ledighetsforløpet. Gjentatt deltakelse på samme type tiltak har ingen markant stor etter-tiltakseffekt på sannsynligheten for å få jobb, uansett om man får opplæring eller er i arbeidspraksis. Derimot har jeg funnet at det første tiltaket man deltar på i ledighetsforløpet, har størst betydning for hvilken effekt man kan oppnå. Når man først deltar på opplæringstiltak, og deretter har arbeidspraksis, er etter-tiltakseffektene for jobbsannsynligheten noe sterkere enn om man deltar på arbeidspraksis først og deretter får opplæring. «Train–place» virker med andre ord mer positivt enn «place–train» på sannsynligheten for overgang til jobb. Tilsvarende funn har man observert for overgang til trygd, der «train–place» bidrar mer til å redusere sannsynligheten for overgang til trygd enn «place–train». Dette gjelder for samtlige grupper, og innvandrere er igjen den gruppen som drar mest nytte av «train–place»-strategien.

Fra simuleringene finner jeg en moderat økning i antall jobboverganger på mellom 1 og 4 prosent. Overgangen til trygd er derimot redusert med rundt 7–8 prosent. Innvandrere er den gruppen som har mest utbytte av å delta i tiltak. Igjen viser simulering at «train–place»-strategien virker bedre enn «place–train». Samtidig er det slik at deltakelse i tiltak gjennomsnittlig forlenger varigheten av ledighetsforløp.

Mine funn samsvarer med en rekke norske studier. At arbeidspraksis ikke har sine tiltenkte effekter, kan skyldes flere forhold. Én mulig forklaring kan være at innholdet i arbeidspraksisen ikke samsvarer med deltakernes forventninger, og at deltakerne derfor er lite motiverte. Det er muligens også en mismatch mellom deltakere og tiltak. Det kan også være mangel på tett oppfølging fra arbeidsgivere. Arbeidspraksis virker kanskje mer som en avklaringsprosess, dvs. at deltakerne finner ut gjennom deltakelse hvilket yrke/arbeid som ikke passer til deres personlige kvalifikasjoner og evner, enn som et tiltak som bidrar med arbeidserfaringer. Det er også mulig at arbeidspraksis i noen tilfeller blir brukt for å avklare arbeidsevne. Opplæringstiltak har en mer klar og forutsigbar målsetting. Min studie viser at arbeidspraksis har mindre effekt enn opplæringstiltak på sannsynligheten for overgang til jobb.

Selv om arbeidspraksis ikke har så markante effekter på jobbovergang, har deltakelse i arbeidspraksis likevel bidratt til reduksjon i overgang til trygdetilstander, både under deltakelse og etter avsluttet tiltak. Med tanke på at et av målene med arbeidsmarkedstiltak er å hindre utstøting fra arbeidsmarkedet, er deltakelse i tiltak tross alt en meningsfylt aktivitet og en hjelp til å beholde tilknytningen til arbeidsmarkedet.

Et viktig funn er at tiltaksstrategien har betydning for utfallet av ledigheten. Hvilket tiltak som blir tilbudt først, har en viss påvirkning på utbyttet og utfallet av deltakelse i tiltak. Jeg har funnet at «opplæring først, deretter arbeidspraksis» har større positiv effekt på jobbovergang og på reduksjon av trygdeovergang enn «praksis først og opplæring etterpå». En mulig forklaring kan være at arbeidspraksis som tilbys deltakere som har vært med på opplæringstiltak, er mer målrettet og tilpasset deltakernes behov og evner. På den måten kan deltakerne dra nytte av sin nye kompetanse og anvende den på praktiske arbeidsoppgaver. For å kunne se nærmere på mulige årsaker trenger man innsyn i tiltakenes innhold, men det ligger utenfor rammene av denne studien.

Hvilket tiltak som tilbys først, er antagelig i praksis bestemt av NAV-kontoret og av saksbehandlere. Det er avhengig av mange faktorer, bl.a. tiltaksprofiler ved NAV-kontoret, hvilke tiltak som er tilgjengelig, budsjett, tildelingsprosesser osv. Saksbehandlers vurdering, erfaring og kompetanse er også viktig i denne sammenhengen. Slik informasjon er dessverre ikke tilgjengelig gjennom registerdata. Jeg har så langt ikke sett norske empiriske studier om dette. Det er derfor et interessant tema som kan være aktuelt for videre forskning.

Referanser

Abbring, J. H. & Van den Berg, G. J. (2003). The nonparametric identification of treatment effects in duration models. Econometrica, 71, 1491–1517. DOI: http://dx.doi.org/10.1111/1468-0262.00456.

Black D. A, Smith, J. A., Berger, M. C. & Noel, B. J. (2003). Is the threat of reemployment services more effective than the services themselves? Evidence from random assignment in the UI system. American Economic Review, 93, 1313–1327. DOI: http://dx.doi.org/10.1257/000282803769206313.

Calmfors L. & Lang, H. (1995). Macroeconomic effects of active labour market programmes in a union wage-setting model. Economic Journal, 105, 601–619. DOI: http://dx.doi.org/10.2307/2235020.

Djuve, M.B. (2007). Vi får jo to ekstra hender. Arbeidsgiveres syn på arbeidspraksiser for ikke-vestlige innvandrere. Rapport nr: 2007: 26. Oslo: Forskningsstiftelsen Fafo.

Gaure, S., Røed, K. & Zhang, T. (2007). Time and causality: A Monte Carlo assessment of the timing-of-event approach. Journal of Econometrics, 141, 1159–1195. DOI: http://dx.doi.org/10.1016/j.jeconom.2007.01.015.

Hardoy, I. (2005). Impact of multiple labour market programmes on multiple outcomes. LABOUR, 19: 425–467. DOI: http://dx.doi.org/10.1111/j.1467-9914.2005.00312.x.

Hardoy, I. & Zhang, T. (2010). Innvandrere i arbeid: Hjelper arbeidsmarkedstiltak? Søkelys på arbeidslivet, 27, 343–363.

NOU, Norges offentlige utredninger (2012:6). Oslo: Arbeidsdepartementet.

Olsvik, V. M., Guldvik, I. & Eide, T. H. (2007). Evaluering av prosjektet Funksjonshemmede i arbeid. Rapport nr: 2007: 3. Hamar: Østlandsforskning.

Røed, K. (2012). Active social insurance. IZA Journal of Labor Policy, 1, 8. DOI: http://dx.doi.org/10.1186/2193-9004-1-8.

Von Simson, K. (2012). Veier til jobb for ungdom uten fullført videregående opplæring: Kan vikarbyråer og arbeidsmarkedstiltak lette overgangen fra utdanning til arbeidsliv? Søkelys på arbeidslivet, 29, 76–96.

Westlie, L. (2008). Norwegian Vocational Rehabilitation Programs: Improving Employability and Preventing Disability? Memorandum 24/2008. Universitetet i Oslo.

Zhang, T. (2015). Effekter av arbeidspraksis i ordinær virksomhet: Multiple og sekvensielle tiltak. Rapport 2/2015. Oslo: Frischsenteret.
1Artikkelen er skrevet på basis av prosjektet «Evaluering av arbeidspraksistiltak i ordinære virksomheter» på oppdrag for Arbeidsdepartementet AD-1471. Tusen takk til seniorforsker Knut Røed ved Frischsenteret for inspirasjon, kommentarer og språkrettelser. Kommentarer fra referansegruppen for prosjektet og tidsskriftets anonyme konsulent er mottatt med takknemlighet.

Idunn bruker informasjonskapsler (cookies). Ved å fortsette å bruke nettsiden godtar du dette. Klikk her for mer informasjon