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}}

Utdanning som arbeidsrettet tiltak for ungdom med redusert arbeidsevne

The impact of regular education as vocational rehabilitation for youth with reduced work capacity

Ph.d. i samfunnsøkonomi, forsker ved NIFU


Ph.d. i samfunnsøkonomi, forsker ved NIFU


Ph.d. i samfunnsøkonomi, forsker ved NIFU

Denne artikkelen undersøker virkninger av utdanning som arbeidsmarkedstiltak for unge med nedsatte arbeidsevner. Fra og med 1. januar 2004 ble nedre aldersgrense for å få støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet som arbeidsmarkedstiltak hevet fra 22 til 26 år. Regelendringen gjør det mulig å studere hvilken effekt ordinær utdanning har på arbeidsmarkedsutfall blant unge med nedsatt arbeidsevne, relativt til andre tiltak. Reduksjonen i tilgang til støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet som arbeidsmarkedstiltak førte til en lavere andel i arbeid på mellomlang sikt. Imidlertid viskes denne effekten ut over tid og regelendringen førte ikke til endring i andel i arbeid på lang sikt.

Nøkkelord: NAV-tiltak, ordinær utdanning, redusert arbeidsevne, forskjell-i-forskjeller

This article investigates the effect of education as vocational rehabilitation for youth with reduced work capacity. On January 1, 2004, the age limit for receiving support for regular education was raised from 22 to 26. This change makes it possible to study the effect of regular education on employment for youth with reduced work capacity, relative to other types of vocational rehabilitation. The reduction in access to regular education as rehabilitation measure led to a decrease in the share employed in the medium run. However, the effect disappears over time and we are unable to detect any effect on employment in the long run.

Keywords: welfare policy, regular education, reduced work capacity, difference-in-differences

Innledning

En betydelig andel (ca. fem prosent) av den norske befolkningen i alderen 18–29 år er registrert med nedsatt arbeidsevne (Sutterud 2016).1 Dette er en gruppe med et potensielt langt arbeidsliv foran seg, og kostnaden ved å falle utenfor arbeidslivet er dermed betydelig større for denne gruppen enn tilsvarende kostnad for eldre med nedsatt arbeidsevne. I tillegg er det kostbart for samfunnet som helhet dersom en stor gruppe unge mennesker står utenfor arbeidslivet over lang tid. Det er derfor viktig at så mange som mulig i denne gruppen hjelpes tilbake til arbeidslivet.

Det viktigste virkemiddelet Arbeids- og velferdsetaten (NAV) administrerer for å få personer med nedsatt arbeidsevne tilbake til eller inn i arbeidslivet, er en rekke ulike arbeidsrettede tiltak (se NOU (2012:6) for en utfyllende oversikt). Det finnes imidlertid lite systematisk kunnskap om hvilke arbeidsmarkedstiltak som er best egnet for å få personer med nedsatt arbeidsevne, og spesielt unge under 30 år, over i et ordinært arbeidsliv (Proba samfunnsanalyse 2011). Formålet med denne artikkelen er derfor å undersøke virkninger av arbeidsmarkedstiltak for unge med nedsatt arbeidsevne. Spesielt fokuserer vi på støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet som tiltak (støtte til videregående opplæring/høgskole/universitet), ettersom dette, sammen med arbeidsmarkedsopplæring og arbeidspraksis, er det mest brukte tiltaket blant unge (Arbeids- og velferdsetaten 2018).

Hovedutfordringene ved å finne effekten av ulike arbeidsmarkedstiltak er at personene selv, sammen med saksbehandleren i NAV, bestemmer hvilke tiltak de skal få. Det er derfor lite trolig at individer som får støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet, i utgangspunktet er sammenlignbare med deltakere i andre arbeidsmarkedstiltak. For eksempel viser Aakvik, Heckman og Vytlacil (2005) at de som får delta på utdannings- og/eller andre typer kurs, uansett ville hatt høyere arbeidsmarkedsdeltakelse enn ikke-deltakere. Dersom denne forskjellen skyldes observerbare kjennetegn (f.eks. alder, kjønn, yrkeserfaring, osv.) kan dette løses ved å kontrollere for disse kjennetegnene i en standard regresjonsanalyse. Norske studier som har undersøkt sammenhengen mellom utdanning som arbeidsmarkedstiltak og utfall på arbeidsmarkedet når de kontrollerer for observerbare forskjeller mellom deltakere og ikke-deltakere (se f.eks. Grøgaard 1998; Møller 2005; Dahl & Lorentzen 2005; Hardoy, Røed & Zhang 2006), finner i hovedsak en positiv sammenheng mellom utdanning og ulike arbeidsmarkedsutfall. Imidlertid er det en bekymring at individer som får støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet, uansett ville gjort det bedre på arbeidsmarkedet enn ikke-deltakere på grunn av uobserverbare kjennetegn. Dette vil for eksempel være tilfellet dersom de som får støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet, er mer motiverte enn ikke-deltakere. Studier som benytter metoder for å kontrollere for slike uobserverbar kjennetegn, finner liten støtte for at støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet er særlig fordelaktig som arbeidsmarkedstiltak, sammenlignet med andre tiltak (se f.eks. Aakvik 2003; Markussen & Røed 2014). Den gjennomsnittlige alderen til individene i disse studiene er imidlertid høyere enn 30 år. Det er ikke gitt at man vil finne samme resultater når man ser på ungdom med nedsatt arbeidsevne.

I denne artikkelen undersøker vi derfor virkninger av utdanning som arbeidsmarkedstiltak for unge med nedsatte arbeidsevner sammenliknet med virkninger av andre tiltak, når vi benytter metoder som forsøker å ta hensyn til seleksjon som skyldes uobserverbare kjennetegn. For å ta hensyn til seleksjonsproblemet utnytter vi at aldersgrensen for støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet som arbeidsmarkedstiltak ble hevet fra 22 til 26 år fra og med 1. januar 2004. Vi følger individer inntil ni år etter at de ble registrert med nedsatt arbeidsevne, og kan dermed sammenligne arbeidsmarkedsutfall blant de som ble behandlet under det nye regelverket med de som ble behandlet under det gamle regelverket, på mellomlang og lang sikt.

Heving av aldersgrensen førte til at færre i alderen 22–25 år fikk innvilget støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet. De som under det gamle regelverket ville fått støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet, ble nå i større grad tildelt tiltak i skjermet og ordinær bedrift. Når vi ser på andel i arbeid 5–9 år etter at de først ble registrert med nedsatt arbeidsevne, er det en nedgang på mellomlang sikt (fem år etter), mens det er ingen endring på lang sikt (ni år etter). Det kan dermed se ut til at en heving av aldersgrensen førte til en reduksjon i andel som fikk støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet som tiltak, uten at denne endringen hadde nevneverdige konsekvenser for overgangen til arbeidsmarkedet for denne gruppen på lang sikt.

Bakgrunn

Rundt årtusenskiftet var det en økende andel som fikk støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet som arbeidsrettet tiltak, og det var en bekymring for at lange utdanningsløp ble finansiert av folketrygden. Den nedre aldersgrensen for støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet som arbeidsmarkedstiltak ble derfor hevet fra 22 til 26 år fra og med 1. januar 2004. Samtidig ble det innført en varighetsbestemmelse for støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet på 3 år. Lovendringen ble fremmet i statsråd 31.10.2003,2 og det var dermed kort tid mellom tidspunktet fra loven ble vedtatt til den ble gjeldene. For å sikre at særlig svake grupper med særlig behov for kvalifisering i form av utdanning, fortsatt skulle få det, ble det laget flere unntaksbestemmelser for aldersgrensen. De fleste unntakene blir gitt til ungdom som på grunn av sykdom ville ha vesentlig høyere kostnader til utdanning enn annen ungdom, og/eller ungdom som allerede hadde tatt utdanning som de ikke kunne nyttiggjøre seg av på grunn av den nedsatte arbeidsevnen.

Personer i alderen 22–25 år som ble registrert med nedsatt arbeidsevne etter 1.1.2004, hadde som hovedregel ikke lenger rett til å få støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet. Dermed medførte lovendringen til at personer i alderen 22–25 år som hadde blitt registrert med nedsatt arbeidsevne før 1.1.2004, ble vurdert under andre regler enn de som ble registrert etter denne datoen. Forskjellen i gjeldende regelverk mellom personer som ellers har like muligheter i arbeidsmarkedet gjør at man kan studere hvilken effekt kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet som tiltak har på tilpasningen til arbeidsmarkedet for unge med nedsatt arbeidsevne i forhold til andre tiltak.

Konsekvensen av innstramming i regelverket knyttet til støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet er tidligere blitt evaluert av ECON Analyse (ECON Analyse 2006). Analysen av hevet aldersgrense indikerer at færre fikk innvilget tiltak og færre begynte på ordinær utdanning som følge av den nye aldersgrensen, noe som var hensikten med innstrammingen. En høyere andel ble isteden kanalisert inn på tiltaket arbeidspraksis. Samtidig viser analysen at det ble gjort unntak fra aldersgrensen i en del saker. Dette skyldes dels at unntaksbestemmelsene (beskrevet over) ble fulgt, og dels at NAV, ifølge et internt rundskriv vi har fått tilgang til, gjorde noen unntak for personer som ble registrert med nedsatt arbeidsevne i forkant av 1.1.2004. Dette kan ha skjedd dersom de hadde blitt forespeilet at de antagelig ville få innvilget støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet, men at de av en eller annen grunn ikke søkte om tiltak før regelendringen var gjeldende.

Datagrunnlag, utvalg og definisjoner

Våre analyser baserer seg på registerdata på individnivå fra SSB. Informasjon om arbeidssøkere er hentet fra Forløpsdatabasen Trygd (FD-trygd). I tillegg benytter vi register-basert sysselsettingsstatistikk, skattestatistikk for personer, samt data fra nasjonal utdanningsdatabase (NUDB).

Fra FD-trygd får vi informasjon om hvilke perioder individene er registrert med nedsatt arbeidsevne hos NAV, om de deltar på arbeidsrettede tiltak, og hvilke tiltak det i så fall gjelder. Vi begrenser utvalget til individer som blir registrert med nedsatt arbeidsevne i periodene 1.7.2001–30.6.2002 (2001/2002), 1.7.2003–30.6.2004 (2003/2004) og 1.7.2004–30.6.2005 (2004/2005), der 2003/2004 er tiltakskullet og 2001/2001 og 2004/2005-utvalget brukes for å kontrollere for sesongvariasjoner (se estimeringsstrategi). Dersom det er flere startdatoer for samme individ innenfor hver periode med nedsatt arbeidsevne, benytter vi den tidligste startdatoen. I tillegg begrenser vi utvalget til å gjelde de som er registrert med nedsatt arbeidsevne «for første gang» ved å ekskludere de som enten var registrert med nedsatt arbeidsevne eller hadde fått arbeidsavklaringspenger i løpet av de siste 6 månedene. Ettersom regelendringen omfatter 22–25-åringer, begrenser vi utvalget til de som var i den aldersgruppen på tidspunktet de ble registrert med nedsatt arbeidsevne. Alder er definert som alder ved utgangen av måneden de blir registrert med nedsatt arbeidsevne.3 Antall personer, i alderen 22–25, som ble registrert med nedsatt arbeidsevne for første gang i denne perioden, er 2 305 i 2001/2002, 2 861 i 2003/2004 og 3 911 i 2004/2005.

I løpet av en og samme periode med nedsatt arbeidsevne er det ikke uvanlig at hver person deltar i flere typer tiltak. Vi følger Markussen og Røed (2014) og fokuserer på det tiltaket som de først ble gitt etter at de ble registrert med nedsatt arbeidsevne. Noe forenklet kan de arbeidsrettede tiltakene deles inn i fire kategorier (vi følger også her Markussen og Røed (2014)): tiltak i ordinær virksomhet, tiltak i skjermet virksomhet, kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet og kortvarige og målrettet kurs i regi av arbeidskontoret (AMO-kurs).4 Ettersom vi er interessert i effekten av støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet på arbeidsmarkedsutfall i forhold til andre tiltak, definerer vi videre en dikotom variabel som er lik 1 dersom det første tiltaket personen ble tildelt er støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet, og 0 dersom personen blir plassert på ett av de tre andre tiltakene (også om de ikke får et tiltak).

Utfallsvariablene vi undersøker er arbeidsmarkedsutfall på både kort og lang sikt (målt henholdsvis 5 år etter, 9 år etter og gjennomsnittet for 5–9 år etter at de først ble registrert med nedsatt arbeidsevne). Det er særlig viktig å se på langsiktige utfall i denne sammenheng, ettersom støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet som arbeidsmarkedstiltak har en såkalt «innlåsingseffekt»: Når deltakerne er under utdanning forhindrer dette dem i større grad fra å delta i arbeidsmarkedet enn i andre tiltak, og over lengre tid, enn andre tiltak. Dersom man måler arbeidsmarkedsutfall ett år etter, kan det dermed feilaktig se ut som at det er en negativ effekt av å få støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet som tiltak. Informasjon om arbeidsforhold får vi fra Registerbasert sysselsettingsstatistikk, som er en statistikk som er utviklet for å beskrive sysselsettingsutviklingen i Norge, og omfatter alle bosatte personer i alderen 15–74 år. Det blir angitt om disse er sysselsatte, dvs. lønnstakere eller selvstendige, eller ikke sysselsatte. Referansetidspunktet er tredje uke i oktober. For å bli klassifisert som sysselsatt ligger de samme kriterier til grunn som de som benyttes i Arbeidskraftundersøkelsen (AKU), nemlig at personen har utført arbeid av minst en times varighet i referanseuken, eller var midlertidig fraværende fra slikt arbeid. Denne statistikken gir altså informasjon om personene i populasjonen var sysselsatte eller ikke i referanseuken i hvert år i perioden 2001–2014.

Tabell 1 viser deskriptiv statistikk for utfallsvariabler og bakgrunnsvariabler. 38 prosent får innvilget støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet som tiltak, mens 23 og 17 prosent får innvilget tiltak i henholdsvis skjermet og ordinær virksomhet. Færrest, 9 prosent, får innvilget arbeidsrettede kurs som tiltak mens de resterende, 14 prosent, får ikke tiltak. Av de som registreres med nedsatt arbeidsevne i perioden, er 54 prosent og 56 prosent i jobb henholdsvis 5 og 9 år etter, og har i snitt jobbet 2,76 år mellom 5 og 9 år etter.

Bakgrunnsvariabler er målt før individer ble registrert med nedsatt arbeidsevne. Vi deler inn høyeste fullførte utdanning i tre grupper: Grunnskole eller mindre (de aller fleste i denne gruppen har fullført grunnskole), fullført videregående og fullført noe utdanning ved en høyere utdanningsinstitusjon. Mors og fars utdanning er målt året personen fylte 16 år. I tillegg har vi informasjon om fødselsår og måned, kjønn og innvandrerstatus.

Av tabellen ser vi at gjennomsnittsalder var rundt 24 år den måneden de ble registrert med nedsatt arbeidsevne hos NAV og 54 prosent hadde grunnskolen som høyeste fullførte utdanning. Det er ikke så mange som har fullført høyere utdanning, men så er denne gruppen også relativt unge. Ved å se på utdanningsnivå til foreldre ser vi at 70 prosent (57 prosent) har en mor (far) som har grunnskole som høyest fullført utdanning. Tilsvarende har 10 prosent (20 prosent) en mor (far) som har videregående som høyeste fullførte utdanning. Kun 13 (14) prosent har en mor (far) som har fullført noe utdanning på høyere nivå. Tall fra 2016 fra Statistisk sentralbyrå viser at andelen av befolkningen mellom 20 og 24 år som har grunnskole som høyeste fullførte utdanning, er 28 prosent, mens 23 prosent har høyere utdanning. Tilsvarende tall for hele befolkningen over 16 år er 27 prosent og 36 prosent (Statistisk sentralbyrå 2018). Gruppen som blir registrert med nedsatt arbeidsevne når de er 22–25 år i denne perioden, kan dermed sies å være en lavt utdannet gruppe med lavt utdannede foreldre.

Tabell 1.

Deskriptiv statistikk for personer registrert med nedsatt arbeidsevne (NA)

VariabelGjennomsnitt (standardavvik)
Andel i ulike tiltak: 
Støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet38 %
Tiltak i ordinær virksomhet17 %
Arbeidsrettede kurs9 %
Tiltak i skjermet virksomhet23 %
Ingen tiltak14 %
Yrkesdeltaking:
I jobb fem år etter først gang registrert med NA54 % (0,50)
I jobb ni år etter først gang registrert med NA56 % (0,50)
Gjennomsnitt i jobb fem til ni år etter først gang registrert med NA55 % (0,41)
Antall år i arbeid fem til ni år etter først gang registrert med NA2,76 (2,07)
Bakgrunnsvariabler:
Fullført grunnskole54 %
Fullført videregående skole39 %
Høyere utdanning9 %
Innvandrer (første- eller andregenerasjon)11 %
Pensjonsgivende inntekt året før først gang registrert med NA151 356 (117 489)
Sysselsatt året før først gang registrert med NA46 %
Alder ved først gang registrering med NA23,9
Kvinner46 %
Mors høyeste fullførte utdanningsnivå da personen var 16 år
Fullført grunnskole70 %
Fullført videregående skole10 %
Fullført høyere utdanning13 %
Fars høyeste fullførte utdanningsnivå da personen var 16 år
Fullført grunnskole57 %
Fullført videregående skole20 %
Fullført høyere utdanning14 %
Antall observasjoner6 944

Merk: Utvalget inkluderer individer som blir registrert med nedsatt arbeidsevne i periodene 1.7.2001–30.6.2002, 1.7.2003–30.6.2004 og 1.7.2004–30.6.2005., ekskludert de som ble registrert i oktober-desember slik at utvalget samsvarer med tabellene 2-7 (se avsnittet om estimeringsstrategi). Pensjonsgivende inntekt er målt i norske kroner (2014). Ca. syv og ni prosent mangler informasjon om henholdsvis mors og fars utdanningsnivå.

Estimeringsstrategi

Sammenhengen mellom tidspunkt individer ble registrert med nedsatt arbeidsevne i en gitt måned og andelen som får støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet blant personer i alderen 22–25 år er illustrert i figur 1, der den røde streken viser utviklingen for kullet som påvirkes av regelendringen. Vi observerer at det var en gradvis innstramming i tildelingen av støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet i perioden før 1.1.2004. Det er to grunner til dette. For det første har vi informasjon om tidspunktet individer ble registrert med nedsatt arbeidsevne, men ikke tidspunktet de søkte om støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet. Alle som er registrert med nedsatt arbeidsevne etter 1.1.2004, vil bli behandlet under det nye regelverket fordi de umulig kan ha søkt om tiltak før de ble registrert med nedsatt arbeidsevne. De som er registrert med nedsatt arbeidsevne før 1.1.2004, derimot, består av en gruppe som blir behandlet under både det gamle og det nye regelverket, avhengig av når de søkte om støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet. For det andre viser et internt notat fra NAV at unntak ble gitt for individer som søkte om tiltak etter 1.1.2004, dersom de før denne datoen hadde blitt forespeilet at de skulle få støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet (se bakgrunn).5

Figur 1.

Andel av de som blir registret med nedsatt arbeidsevne første gang som får innvilget støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet for 2001/2002, 2003/2004 og 2004/2005

 

Merk: Hvert punkt er andelen av de som ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang i en gitt måned som får innvilget støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet. 2001/2002 inkluderer individer registrert med nedsatt arbeidsevne i perioden 1.7.2001–30.6.2002, 2003/2004 (tiltakskullet) inkluderer individer registrert med nedsatt arbeidsevne i perioden 1.7.2003–30.6.2004 og 2004/2005 inkluderer individer registrert med nedsatt arbeidsevne i perioden 1.7.2004–30.6.2005.

Ettersom tilpasning til det nye regelverket skjedde over tid, velger vi å benytte en forskjell-i-forskjeller metode, som sammenligner utfallet for de som ble registrert med nedsatt arbeidsevne etter regelendringen (ble kun vurdert under det nye regelverket) med de som ble registrert før regelendringen (primært vurdert under gammelt regelverk), relativt til tilsvarende forskjell for år hvor det ikke var noen regelendring.6

Modellen vi estimerer er beskrevet med ligning (1) der   er utfallsvariabel for individ i som blir registrert med nedsatt arbeidsevne i måned m,   er en indikatorvariabel som er lik 1 dersom personen er registrert med nedsatt arbeidsevne i januar–juni og 0 eller,   er lik 1 for de som er registrert med nedsatt arbeidsevne i tiltakskullet 2003/3004 og 0 ellers,   er indikatorvariabel lik 1 dersom personen ble registrert med nedsatt arbeidsevne i måned m.   er koeffisienten av interesse som identifiserer den kausale effekten av regelendringen.

(1)

Ved å bruke årskull som ble registrert med nedsatt arbeidsevne i samme måneder i år hvor det ikke skjedde en regelendring, kontrollerer denne estimeringsstrategien for sesongvariasjoner. Den underliggende antagelsen er da at sesongvariasjonene var de samme i disse årene som det ville ha vært i fravær av regelendringen.

Vi benytter to ulike kull for å kontrollere for sesongvariasjoner, 2001/2002 og 2004/2005.7 Figur 1 viser andelen av unge i alderen 22–25 år som blir registrert med nedsatt arbeidsevne og får innvilget støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet i perioden juli til juni for årene 2001/2002 (grønn), 2003/2004 (rød, tiltakskullet) og 2004/2005 (blå). Figuren viser at de som ble registrert med nedsatt arbeidsevne i samme måneder i de andre årskullene, ser ut til å ha sesongvariasjoner som holder samme mønster før 1. januar som 2003/2004-kullet, i hvert fall før oktober. Gitt at det tar omtrent like lang tid fra man registreres med nedsatt arbeidsevne til man søker om tiltak, uavhengig av tidspunktet man blir registrert med nedsatt arbeidsevne, vil det for de som er registrert før 1.1.2004 være en større andel som ble behandlet under det nye regelverket jo tettere opp mot 1.1.2004 de ble registrert med nedsatt arbeidsevne. Blant de som ble registrert med nedsatt arbeidsevne i perioden oktober–desember 2003 er det antagelig flere som søker om støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet på et tidspunkt som gjør at de blir behandlet under det nye regelverket, og dette gjør at sesongvariasjonene for disse månedene ikke ligner sesongvariasjonene for andre årskull. Det betyr at ved å ekskludere de som er registrert med nedsatt arbeidsevne i oktober–desember, vil de som ble registrert i 2003 primært bestå av en gruppe som ble behandlet under det gamle regelverket. Vi ekskluderer derfor månedene oktober-desember i analysene.8

For at estimeringsstrategien skal identifisere en kausal effekt, må det være slik at de som registreres med nedsatt arbeidsevne etter 1.1.2004 er sammenlignbare med de som registreres med nedsatt arbeidsevne før 1.1.2004. Dette er ikke tilfellet dersom f.eks. de som kun var interessert i å få støtte til utdanning, ikke forsøkte å bli registrert med nedsatt arbeidsevne i det hele tatt etter innstrammingen i regelverket.

En måte å undersøke dette er å se på antall nye med nedsatt arbeidsevne per måned. Figur 2 plotter antall nye med nedsatt arbeidsevne per måned i 2001/2002, 2003/2004 (tiltakskullet) og 2004/2005. Vi ser ikke noen umiddelbar nedgang i antall i aldersgruppen 22–25 etter innstramming i regelverket for 2003/2004. I november 2003–februar 2004 er antall søkere mer eller mindre det samme i hver måned. Videre ser vi at fra mars 2004 til juni 2004 er antall søkere noe høyere enn i siste halvdel av 2003. Figuren viser at antall registrert med nedsatt arbeidsevne i 2001/2002-kullet ser ut til å ha sesongvariasjon som holder samme mønster som 2003/2004-kullet, mens 2004/2005-kullet har flere registrert på høsten enn de andre kullene.

Figur 2.

Antall registrert første gang med nedsatt arbeidsevne per måned i aldersgruppen 22–25

 

Merk: Hvert punkt angir antall registret første gang med nedsatt arbeidsevne i løpet av en måned. 2001/2002 inkluderer individer registrert med nedsatt arbeidsevne i perioden 1.7.2001–30.6.2002, 2003/2004 (tiltakskullet) inkluderer individer registrert med nedsatt arbeidsevne i perioden 1.7.2003–30.6.2004 og 2004/2005 inkluderer individer registrert med nedsatt arbeidsevne i perioden 1.7.2004–30.6.2005.

For ytterligere å underbygge at vi identifiserer den kausale effekten av regelendringen, gjør vi også en balansetest der vi undersøker om observerbare karakteristikker er sammenlignbare før og etter regelendringen 1.1.2004 når vi kontrollerer for sesongvariasjoner. Vi benytter spesifikasjonen i ligning (1) og erstatter utfallsmålet med de ulike bakgrunnsvariablene, målt på et tidspunkt hvor man ikke var klar over den kommende regelendringen. Tabell 2 viser resultatet når vi bruker årskullet 2004/2005 til å kontrollere for sesongvariasjoner. Fra tabellen ser vi at ingen av koeffisientene er statistisk signifikant forskjellig fra null.

Tabell 2.

Balansetest for personer registrert med nedsatt arbeidsevne (NA)

 (1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)
 InnvandrerKjønnAlderSysselsatt (NA-1)Pensjonsgivende inntekt (NA-1)VideregåendeGrunnskole
Kontrollgruppe 2001/2002
Etter×År-0,00-0,004-0,1170,033-7856,513-0,0010,016
(0,020)(0,034)(0,080)(0,034)(8470,806)(0,034)(0,034)
Etter-0,022-0,0040,064-0,0603396,1540,004-0,001
(0,023)(0,039)(0,091)(0,039)(9601,937)(0,039)(0,039)
År-0,0075-0,0260,122*-0,192***-801,792-0,050*0,081***
(0,017)(0,028)(0,066)(0,028)(6948,899)(0,028)(0,028)
Antall obs.3947394739473947394739473947
Kontrollgruppe 2004/2005
Etter×År0,01-0,020-0,046-0,029-9388,4670,045-0,043
(0,018)(0,030)(0,069)(0,030)(6795,316)(0,029)(0,030)
Etter-0,03-0,0130,077-0,0321945,536-0,0050,012
(0,02)(0,030)(0,069)(0,030)(6800,319)(0,029)(0,030)
År-0,010,0140,099*0,076***19365,600***0,012-0,030
(0,01)(0,024)(0,057)(0,024)(5545,678)(0,024)(0,024)
Antall obs.5 2225 2225 2225 2225 2225 2225 222

Merk: Alle regresjoner inneholder ti indikatorvariabler for registreringsmåned med januar/desember som referansekategori. Standardfeil er rapportert i parentes. Én, to og tre stjerner indikerer at koeffisientene er statistisk signifikante på henholdsvis ti, fem og ett prosent nivå. Kolonne (4) viser resultatet hvor vi bruker andelen som var i arbeid ett år før de ble registrert med nedsatt arbeidsevne. Kolonne (5) viser tilsvarende resultat for pensjonsgivende inntekt målt i norske kroner (2014) ett år før de ble registrert med nedsatt arbeidsevne. Kolonne (6) og (7) viser forskjell i andel som hadde henholdsvis videregående og grunnskole som høyeste fullførte utdanning og er målt i oktober året før de ble registrert med nedsatt arbeidsevne. Utvalget ekskluderer de som ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang i oktober-desember (se avsnittet om estimeringsstrategi). Tiltakskullet er dermed de som er registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2003-30.9.2003 og 01.01.2004–30.6.2004. Sesongvariasjon kontrolleres for med å inkludere kontrollgruppe 2001/2002 (registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2001-30.9.2001 og 01.01.2002–30.6.2002) i første panel og kontrollgruppe 2004/2005 (registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2004-30.9.2004 og 01.01.2005–30.6.2005) i andre panel.

Resultater

For å estimere hvor stor reduksjonen er i andel som får støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet som følge av regelendringen, bruker vi spesifikasjonen som er beskrevet i ligning (1). er en indikatorvariabel som er lik 1, dersom personen får innvilget støtte til utdanning og 0 ellers. Tabell 3 viser resultatet når vi bruker henholdsvis 2004/2005 (kolonne 1), 2001/2002 (kolonne 2) og et vektet gjennomsnitt av disse (kolonne 3) til å kontrollere for sesongvariasjoner.

Tabell 3.

Andel som får i støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet for personer registrert med nedsatt arbeidsevne (NA)

 (1)(2)(3)
 2001/20022004/2005vektet gj.
Etter×År-0,163***-0,101***-0,136***
(0,034)(0,028)(0,027)
Etter-0,023-0,053*-0,022
(0,038)(0,028)(0,025)
År-0,0310,185***0,114***
(0,028)(0,023)(0,022)
Konstant0,528***0,283***0,358***
(0,028)(0,019)(0,017)
Antall obs.3 9475 2226 944

Merk: Alle regresjoner inneholder syv indikatorvariabler for registermåned med januar/september som referansekategori. Standardfeil er rapportert i parentes. En, to og tre stjerner indikerer at koeffisientene er statistisk signifikante på henholdsvis ti, fem og ett prosent nivå. Utfallsvariabelen er andel av de som registreres med nedsatt arbeidsevne som får støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet. Utvalget ekskluderer de som ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang i oktober-desember (se avsnittet om estimeringsstrategi). Tiltakskullet er dermed de som er registrert med nedsatt arbeidsevne først gang mellom 1.7.2003–30.9.2003 og 01.01.2004–30.6.2004. Sesongvariasjon kontrolleres for med å inkludere kontrollgruppe 2001/2002 (registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2001–30.9.2001 og 01.01.2002–30.6.2002) i første kolonne, kontrollgruppe 2004/2005 (registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2004–30.9.2004 og 01.01.2005–30.6.2005) i andre kolonne og et vektet gjennomsnitt av disse kontrollgruppene i tredje kolonne.

Fra tabell 3 ser vi at reduksjonen i andelen som får støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet, ligger mellom 10 og 16 prosentpoeng som følge av regelendringen, avhengig av hvilke år vi bruker til å kontrollere for sesongvariasjoner (koeffisienten som korresponderer med variabelen Etter x År). Reduksjonen er størst når vi benytter 2001/2002 (kolonne 1) til å kontrollere for sesongvariasjonene og minst når vi bruker 2004/2005-kohorten (kolonne 2) til å kontrollere for sesongvariasjoner. Sammenligner vi dette med gjennomsnittlig andel som fikk støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet høsten 2003, som var 43 prosent, tilsvarer dette en reduksjon på 23–37 prosent.

Vi kan bruke samme spesifikasjon for å undersøke hvilke andre tiltak man fikk istedenfor støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet etter regelendringen. Tabell 4 viser resultatene når vi estimerer ligning (1) der utfallsvariablene er dikotome variabler som indikerer om individet har fått tiltak i henholdsvis ordinær virksomhet, arbeidsrettede kurs, tiltak i skjermet virksomhet og ingen tiltak. Vi ser at særlig tiltak i skjermet virksomhet og tiltak i ordinær virksomhet gikk opp fra høsten 2003 til våren 2004.

Tabell 4.

Endring i tiltak for personer registrert med nedsatt arbeidsevne (NA)

 Andel i ulike tiltak 
(1)(2)(3)(4)
Ordinær virksomhetKursSkjermet virksomhetIkke tiltak
Kontrollgruppe 2001/002
Etter×År0,058**0,0030,056**0,047**
(0,024)(0,017)(0,028)(0,023)
Antall obs.3 9473 9473 9473 947
Kontrollgruppe 2004/2005
Etter x År0,0300,0000,065**0,005
(0,023)(0,019)(0,026)(0,020)
Antall obs.5 2225 2235 2245 225
Kontrollgruppe: Vektet gjennomsnitt
Etter×År0,044**0,0060,066***0,019
(0,021)(0,016)(0,023)(0,019)
Antall obs.6 9446 9456 9466 947

Merk: Alle regresjoner inneholder syv indikatorvariabler for registermåned med januar/september som referansekategori. Standardfeil er rapportert i parentes. En, to og tre stjerner indikerer at koeffisientene er statistisk signifikante på henholdsvis ti, fem og ett prosent nivå. Utfallsvariablene er dikotome variabler som indikerer om individet har fått tiltak i henholdsvis ordinær virksomhet, arbeidsrettede kurs, tiltak i skjermet virksomhet og ingen tiltak. Utvalget ekskluderer de som ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang i oktober-desember (se avsnittet om estimeringsstrategi). Tiltakskullet er dermed de som er registrert med nedsatt arbeidsevne først gang mellom 1.7.2003–30.9.2003 og 01.01.2004–30.6.2004. Sesongvariasjon kontrolleres for med å inkludere kontrollgruppe 2001/2002 (registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2001–30.9.2001 og 01.01.2002–30.6.2002) i første panel, kontrollgruppe 2004/2005 (registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2004-30.9.2004 og 01.01.2005–30.6.2005) i andre panel og et vektet gjennomsnitt av disse kontrollgruppene i tredje panel.

Videre undersøker vi effekten av innstrammingen i støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet på arbeidsmarkedsutfall. Som i avsnittet over benytter vi to ulike kull, henholdsvis individer registrert med nedsatt arbeidsevne i 2001/2002 og individer registrert med nedsatt arbeidsevne i 2004/2005, samt et vektet gjennomsnitt av disse gruppene til å kontrollere for sesongvariasjoner. Resultatene er rapportert i tabell 5. Kolonne (1) og (2) i tabellen viser effekten av innstrammingen på henholdsvis sysselsetting fem og ni år etter at individene ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang. I kolonne (3) rapporter vi effekten av innstrammingen på gjennomsnittlig sysselsetting 5–9 år etter at individene ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang.9

Tabell 5.

Arbeidsmarkedsutfall. Effekten av en innstramming i støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet for personer registrert med nedsatt arbeidsevne (NA)

 Sysselsatt 
(1)(2)(3)(4)
Fem år etter NANi år etter NAGjennomsnitt (fem år etter NA – ni år etter NA)Antall år i arbeid (fem til ni år etter NA)
Kontrollgruppe 2001/2002
Etter×År-0,069**0,023-0,003-0,017
(0,034)(0,034)(0,028)(0,141)
Antall obs.3 9473 9473 9473 947
Kontrollgruppe 2004/2005
Etter×År-0,034-0,023-0,011-0,053
(0,030)(0,030)(0,025)(0,126)
Antall obs.5 2225 2225 2225 222
Kontrollgruppe: Vektet gjennomsnitt
Etter×År-0,047*-0,010-0,011-0,055
(0,028)(0,028)(0,023)(0,116)
Antall obs.6 9446 9446 9446 944

Merk: Alle regresjoner inneholder syv indikatorvariabler for registermåned med januar/september som referansekategori. Standardfeil er rapportert i parentes. En, to og tre stjerner indikerer at koeffisientene er statistisk signifikante på henholdsvis ti, fem og ett prosent nivå. NA står for nedsatt arbeidsevne. Kolonne (1) og (2) måler sysselsetting henholdsvis fem og ni år etter at individene ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang, mens kolonne (3) og kolonne (4) måler henholdsvis gjennomsnittlig sysselsetting og antall år i arbeid mellom fem og ni år etter at individene ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang. Utvalget ekskluderer de som ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang i oktober-desember (se avsnittet om estimeringsstrategi). Tiltakskullet er dermed de som er registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2003–30.9.2003 og 01.01.2004–30.6.2004. Sesongvariasjon kontrolleres for med å inkludere kontrollgruppe 2001/2002 (registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2001–30.9.2001 og 01.01.2002–30.6.2002) i første panel, kontrollgruppe 2004/2005 (registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2004–30.9.2004 og 01.01.2005–30.6.2005) i andre panel og et vektet gjennomsnitt av disse kontrollgruppene i tredje panel.

Når vi sammenligner med kontrollgruppen 2001/2002 finner vi at for gruppen som opplever at andelen som får kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet går ned (tabell 3), går også andel sysselsatte fem år etter at de første gang ble registrert med nedsatt arbeidsevne ned, og denne effekten er statistisk signifikant. Den beregnede effekten er -0,069 (2001/2002) som betyr at innstrammingen i regelverket reduserte andelen som var sysselsatt fem år etter at de ble registrert med nedsatt arbeidsevne med 6,9 prosentpoeng. Sammenligner vi dette med den gjennomsnittlige andelen som var sysselsatt fem år etter å ha blitt registrert med nedsatt arbeidsevne høsten 2003 (58 prosent), tilsvarer dette en reduksjon på om lag 12 prosent. Estimatet er negativt også for kontrollgruppen 2004/2005, men ikke lenger signifikant. Estimatet for den vektede kontrollgruppen er statistisk signifikant på 10 prosent nivå. På mellomlang sikt ser det altså ut til at innstrammingen har ført til at unge under 26 år som i mindre grad fikk støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet, har større vansker med å komme tilbake inn i arbeidslivet sammenlignet med individer som ikke ble påvirket av regelendringen.

Effekten av innstrammingen på sysselsetting ni år etter at individene ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang (kolonne 2 i tabell 5), er numerisk betydelig mindre sammenlignet med effekten på sysselsetting fem år etter at de ble registrert med nedsatt arbeidsevne, og er ikke statistisk signifikant. Det samme er tilfellet når vi ser på gjennomsnittlig sysselsetting 5–9 år etter at individene ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang. Dette gjelder uavhengig av hvilken kontrollgruppe vi benytter.10 Tolkningen av dette er at effekten av denne nedgangen i andel som får støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet avtar over tid. På lang sikt er det ikke noen statistisk målbar forskjell mellom gruppen som i mindre grad får støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet som følge av innstrammingen, og gruppen som i større grad fikk støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet. En mulig forklaring på at man finner en signifikant negativ effekt på kort sikt, men som avtar over tid, kan være at selv om støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet fungerer bedre for å komme i arbeid på mellomlang sikt, relativt til de andre tiltakene de i stedet får, så fungerer det relativt sett mindre bra på lang sikt, fordi de som har redusert arbeidsevne likevel har utfordringer med å bli værende i jobb.

En annen mulig forklaring er at de som etter innstrammingen ikke fikk støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet, valgte å gjennomføre ordinær utdanning på eget initiativ på et senere tidspunkt. Dette betyr at når vi ser på andel i arbeid på lang sikt (ni år etter), så er det ikke så stor forskjell i utdanningsnivået mellom de som ble registrert med nedsatt arbeidsevne før og etter 1.1.2004, mens det kan ha vært en større forskjell fem år etter at de ble registrert med nedsatt arbeidsevne dersom denne gruppen da var i utdanning. For å undersøke nærmere om dette kan være tilfellet ser vi om regelendringen har hatt en effekt på utdanningsnivået når vi måler dette fem, åtte og ni år etter at de først ble registrert med nedsatt arbeidsevne. Tabell 6 viser at vi ikke finner signifikant effekt av innstrammingen på utdanningsnivået verken fem, åtte eller ni år etter at de ble registrert med nedsatt arbeidsevne. Det kan også være at støtten til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet de blir tildelt gjør at de får en annen kvalifisering/grad, men som ikke fører til at de oppnår høyere utdanningsnivå. Det vil si at de beveger seg horisontalt og ikke vertikalt i utdanningssystemet. Det kan likevel være at de som etter innstrammingen ikke fikk støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet, valgte å finansiere dette selv på et senere tidspunkt, uten at vi kan se dette fra denne tabellen fordi vi her har fokusert på endringer i utdanningsnivå.

Tabell 6.

Effekt av innstramming i støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet på videregående (VGS) eller høyere utdanning (HU) som høyeste fullførte utdanning 5, 8 og 9 år etter personen ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang

 (1)(2)(3)(4)(5)(6)
 VGS, 5 årVGS, 8 årVGS, 9 årHU, 5 årHU, 8 årHU, 9 år
Kontrollgruppe 2001/2002
Etter×År-0,0010,0030,003-0,0010,0030,003
(0,034)(0,034)(0,034)(0,034)(0,034)(0,034)
Antall obs.3 9473 9473 9473 9473 9483 949
Kontrollgruppe 2004/2005
Etter×År-0,029-0,0160,0160,0110,0160,011
(0,030)(0,030)(0,029)(0,029)(0,029)(0,029)
Antall obs.6 7726 7726 7726 7726 7726 772

Merk: Alle regresjoner inneholder syv indikatorvariabler for registermåned (februar–august) med januar/september som referansekategori. Standardfeil er rapportert i parentes. En, to og tre stjerner indikerer at koeffisientene er statistisk signifikante på henholdsvis ti, fem og ett prosent nivå. Kolonne (1)-(3) er en indikator variabel som er lik 1 dersom personen har videregående (VGS) som høyeste fullførte utdanning fem, åtte eller ni år etter at vedkommende ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang. Kolonne (4)-(6) er en indikator variabel som er lik 1 dersom personen har høyere utdanning (HU) som høyeste fullførte utdanning fem, åtte eller ni år etter at den ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang. Utvalget ekskluderer de som ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang i oktober-desember (se avsnittet om estimeringsstrategi). Tiltakskullet er dermed de som er registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2003–30.9.2003 og 01.01.2004–30.6.2004. Sesongvariasjon kontrolleres for med å inkludere kontrollgruppe 2001/2002 (registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2001–30.9.2001 og 01.01.2002–30.6.2002) i første panel og kontrollgruppe 2004/2005 (registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2004–30.9.2004 og 01.01.2005–30.6.2005) i andre panel.

Robusthetssjekk

Som beskrevet var implementeringen av regelendringen mer gradvis, hvilket betyr at flere av de som ble registrert med nedsatt arbeidsevne før 1.1.2004, også ble vurdert under det nye regelverket. Dette er grunnen til at vi utelukket individer registrert med nedsatt arbeidsevne fra oktober til desember i analysene. Vi har undersøkt om dette har noe å si for resultatene ved å inkludere denne gruppen. Den beregnede effekten fra tabell 3 blir noe mindre (-0,065 for 2004/2005 og -0,086 for 2001/2002) og er fremdeles statistisk signifikante på 1% nivå. Dette er som forventet ettersom flere i oktober–desember ble påvirket av innstrammingen og ble behandlet under det nye regelverket. Den beregnede effekten fra tabell 5 viser også kvalitativt lignende resultater. Den beregnede effekten fem år etter varierer fra -0,082 (2001/2002, signifikant på 1 % nivå) til -0,043 (2004/2005, signifikant på 10 % nivå), mens effektene er små og ikke signifikante ni år etter. Det ser altså ikke ut til at det å inkludere individer som blir registrert med nedsatt arbeidsevne i oktober–desember, har betydning for konklusjonen.

Vi gjennomfører også noen ekstra sjekker som viser i regresjonsform at de ulike kullene før oktober hadde like tidstrender. Dette gjøres ved å, i tillegg til de andre regressorene, legge til interaksjonsleddene juli*År og august*År, hvor juli er en indikator variabel som er lik 1 dersom personen ble registrert med nedsatt arbeidsevne i juli og 0 ellers. Tilsvarende er august en indikatorvariabel som er lik 1 dersom personen ble registrert med nedsatt arbeidsevne i august og 0 ellers. Dersom koeffisienten for interaksjonsleddene ikke er statistisk signifikant forskjellig fra 0, støtter dette opp om at de kohortene hadde like sesongvariasjoner før oktober, dvs. at forskjeller-i-forskjeller ikke er signifikant forskjellig fra 0 i periodene før januar. Denne metoden for å sjekke for lik trend i forskjell-i-forskjeller estimeringer blir ofte referert til som «Granger causality test», se f.eks. Angrist og Pischke (2009). Kort fortalt er tanken at virkning ikke skal skje før årsak. Tabell 7 viser resultatene for disse regresjonene, som med ett unntak støtter opp om at de har lik variasjon før oktober. Unntaket er når vi ser på andel med støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet og bruker 2004/2005 til å kontrollere for sesongvariasjoner.

Tabell 7.

Andel som får støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet og arbeidsmarkedsutfall. Personer registrert med nedsatt arbeidsevne. Granger test

Andel støtte til ordinær utdanningKontrollgruppe 2001/2002Kontrollgruppe 2004/2005
(1)
2004/2005
(2)
2001/2002
(3)
vektet gj.
(4)
5 år etter
(5)
9 år etter
(6)
Gj.snitt 5-9 år etter
(7)
Tot. antall år i arb. 5-9 år etter
(8)
5 år etter
(9)
9 år etter
(10)
Gj.snitt 5-9 år etter
(11)
Tot. antall år i arb. 5-9 år etter
Etter×År-0,128***-0,142***-0,157***-0,119**0,030-0,030-0,148-0,070-0,029-0,039-0,197
(0,040)(0,051)(0,040)(0,052)(0,051)(0,042)(0,212)(0,043)(0,043)(0,037)(0,183)
Etter-0,044-0,034-0,0170,049-0,059-0,018-0,0920,028-0,0040,0020,008
(0,029)(0,043)(0,026)(0,044)(0,044)(0,036)(0,181)(0,032)(0,032)(0,027)(0,134)
År0,213***-0,0520,134***0,132***-0,0520,0110,0550,091**0,0550,063*0,316*
(0,037)(0,047)(0,036)(0,048)(0,047)(0,039)(0,196)(0,040)(0,040)(0,033)(0,167)
Februar0,0110,0020,0100,0380,0330,0320,161-0,0320,0150,0040,019
(0,028)(0,034)(0,025)(0,034)(0,034)(0,028)(0,140)(0,031)(0,031)(0,026)(0,129)
Mars0,0140,0170,017-0,012-0,0180,0020,008-0,0350,007-0,001-0,006
(0,028)(0,033)(0,025)(0,034)(0,034)(0,028)(0,139)(0,030)(0,030)(0,025)(0,125)
April0,0170,0430,0210,0520,0470,058**0,289**-0,0050,0300,0220,109
(0,027)(0,034)(0,025)(0,034)(0,034)(0,028)(0,142)(0,030)(0,030)(0,025)(0,125)
Mai0,0200,0340,0290,0060,0140,0150,0760,0180,0430,0340,170
(0,028)(0,034)(0,025)(0,035)(0,034)(0,028)(0,142)(0,030)(0,030)(0,026)(0,128)
Juni0,048*0,0360,0400,0360,0220,0230,1140,0080,0210,0090,047
(0,027)(0,033)(0,024)(0,033)(0,033)(0,027)(0,137)(0,029)(0,029)(0,025)(0,123)
Juli0,124***-0,0140,095***0,018-0,035-0,015-0,0770,005-0,013-0,001-0,006
(0,032)(0,048)(0,027)(0,049)(0,048)(0,040)(0,199)(0,035)(0,035)(0,030)(0,148)
August0,0400,0270,045*0,040-0,0200,0120,0620,0120,0010,0080,039
(0,031)(0,049)(0,027)(0,050)(0,050)(0,041)(0,205)(0,034)(0,034)(0,029)(0,143)
Juli*År-0,105*0,034-0,075-0,0610,017-0,021-0,103-0,048-0,005-0,035-0,175
(0,054)(0,066)(0,053)(0,068)(0,067)(0,056)(0,278)(0,059)(0,059)(0,050)(0,248)
August*År0,0180,0310,014-0,0960,006-0,062-0,312-0,068-0,016-0,058-0,290
(0,055)(0,069)(0,055)(0,070)(0,069)(0,057)(0,287)(0,060)(0,060)(0,050)(0,251)
Antall obs.5 2223 9476 9443 9473 9473 9473 9475 2225 2225 2225 222

Merk: Alle regresjoner inneholder syv indikatorvariabler for registermåned (februar–august) med januar/september som referansekategori. Standardfeil er rapportert i parentes. En, to og tre stjerner indikerer at koeffisientene er statistisk signifikante på henholdsvis ti, fem og ett prosent nivå. Utvalget ekskluderer de som ble registrert med nedsatt arbeidsevne første gang i oktober-desember (se avsnittet om estimeringsstrategi). Tiltakskullet er dermed de som er registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2003–30.9.2003 og 01.01.2004–30.6.2004. Sesongvariasjon kontrolleres for med å inkludere kontrollgruppe 2001/2002 (kolonne (1) og (4)-(7), registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2001–30.9.2001 og 01.01.2002–30.6.2002), kontrollgruppe 2004/2005 (kolonne (2) og (8)-(11), registrert med nedsatt arbeidsevne første gang mellom 1.7.2004–30.9.2004 og 01.01.2005–30.6.2005) og et vektet gjennomsnitt av disse kontrollgruppene (kolonne (3). Utfallsvariabelen i kolonne (1)-(3) er andelen av de som registreres med nedsatt arbeidsevne som får støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet, tilsvarende tabell 3. Utfallsvariablene i kolonnene (4)-(11) tilsvarer utfallsvariablene i tabell 5. Granger test undersøker om det er lik trend i forskjell-i-forskjeller estimeringer ved å legge til interaksjonsleddene Juli*År og August*År, hvor juli/august er en indikator variabel som er lik 1 dersom personen ble registrert med nedsatt arbeidsevne i juli/august og 0 ellers.

Oppsummert er det altså lite i våre analyser som tyder på at en nedgang i andel av de under 26 år som får støtte til kvalifisering, sammenlignet med en gruppe som i større grad fikk støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet, fører til at de i større eller mindre grad er sysselsatte på lang sikt (ni år). Det er verdt å merke seg at etter innstrammingen i regelverket var det fortsatt en betydelig andel under 26 år som fikk støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet fordi de falt inn under unntaksreglene. Vi kan ikke si noe om resultatet ville vært det samme dersom saksbehandlerne ikke hadde hatt anledning til å gjøre slike skjønnsmessige vurderinger.

Konklusjon

I denne studien ser vi på hvilken konsekvens en innstramming i muligheten til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet har hatt på overgangen til arbeidsmarkedet for unge med nedsatt arbeidsevne. Dette tiltaket har vært et av de mest brukte arbeidsmarkedstiltakene for denne brukergruppen, men i 2003 valgte man å heve aldersgrensen for mottak av denne støtten for å unngå at folketrygden finansierte ordinære utdanningsløp. Man hadde imidlertid liten kunnskap om hvilke tiltak som var best egnet for denne gruppen, og det var en mulig fare for at unge med nedsatt arbeidsevne som ble påvirket av denne regelendringen, da ikke fikk et tiltak, eller fikk et annet tiltak som fungerte dårligere for å få dem over i jobb.

Tidligere forskning har vist at det er en positiv sammenheng mellom utdanningsnivå og blant annet helse og deltaking i arbeidslivet. Ettersom unge, i alderen 22–25 år, med nedsatt arbeidsevne har betydelig lavere utdanningsnivå enn sine jevnaldrende, kan det å gi dem støtte til utdanning tenkes å bidra til å øke tilknytningen til arbeidsmarkedet.

Etter innstrammingen var det færre i alderen 22–25 år som fikk innvilget støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet, noe som var i tråd med hensikten. En nedgang i kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet ble fulgt av en økning i andel som fikk tiltak i både ordinær og skjermet virksomhet. På mellomlang sikt, rundt fem år etter at de ble registrert med nedsatt arbeidsevne, finner vi at litt færre var i arbeid av gruppen med nedsatt arbeidsevne etter innstrammingen, men på litt lengre sikt ser det ut til at denne negative effekten forsvinner.

En mulig forklaring på at man finner en signifikant negativ effekt på kort sikt, men som avtar over tid, kan være at selv om støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet fungerer bedre til å komme i arbeid på mellomlang sikt, så forsvinner dette over tid fordi at de som har redusert arbeidsevne likevel har utfordringer med å bli værende i jobb. En annen mulig forklaring er at de som etter innstrammingen ikke fikk støtte til kvalifisering i det ordinære utdanningssystemet, valgte å kompensere for dette selv ved delta i ordinær utdanning på eget initiativ. Det kan også være at tiltakene individene fikk istedenfor ordinær utdanning etter innstramming, for eksempel tiltak i ordinær eller skjermet virksomhet, hadde lik effekt på sysselsetting på lang sikt som ordinær utdanning ville ha hatt.

Referanser

Aakvik, A. (2003). Estimating the employment effects of education for disabled workers in Norway. Empirical economics, 28, 515–533. DOI: https://doi.org/10.1007/s001810200143

Aakvik, A., Heckman, J. J. & Vytlacil, E. J. (2005). Estimating treatment effects for discrete outcomes when responses to treatment vary: an application to Norwegian vocational rehabilitation programs. Journal of Econometrics, 125, 15–51. DOI: https://doi.org/10.1016/j.jeconom.2004.04.002

Angrist, J.D. Pischke, J.S. (2009). Mostly Harmless Econometrics: An Empiricist’s Companion. Vol. 1. Princeton: Princeton University Press.

Arbeids- og velferdsetaten (2018). Personer med nedsatt arbeidsevne. Hentet fra https://www.nav.no/no/NAV+og+samfunn/Statistikk/AAP+nedsatt+arbeidsevne+og+uforetrygd+-+statistikk/Nedsatt+arbeidsevne

Cools, S., Fiva, J. & Kirkeøen, L. (2015). Causal effects of paternity leave on children and parents. The Scandinavian Journal of Economics, 117, 801–828. DOI: https://doi.org/10.1111/sjoe.12113

Dahl, E., & Lorentzen, T. (2005). What works for whom? An analysis of active labour market programmes in Norway. International Journal of Social Welfare, 14, 86–98. DOI: https://doi.org/10.1111/j.1369-6866.2005.00345.x

Dustmann, C. & Schönberg, U. (2012). Expansions in maternity leave coverage and children’s long-term outcomes. American Economic Journal: Applied Economics, 4, 190–224. DOI: https://doi.org/10.1257/app.4.3.190

ECON Analyse (2006). Stønad til skolegang som attføringstiltak- virkninger av regelendringer. Rapport 2006-023. Oslo: ECON Analyse.

Grøgaard, J. (1998). Ordinær skolegang for yrkeshemmede. Rapport 255/1998. Oslo: Fafo.

Hardoy, I., Røed, K. & Zang, T. (2006). Aetats kvalifiserings- og opplæringstiltak: En empirisk analyse av seleksjon og virkninger. Rapport 4/2006. Oslo: Institutt for samfunnsforskning.

Lalive, R. & Zweimuller, J. (2009). How does parental leave affect fertility and return to work? Evidence from two natural experiments. The Quarterly Journal of Economics, 124, 1363–1402. DOI: https://doi.org/10.1162/qjec.2009.124.3.1363

Lalive, R., Zweimuller, J., Schlosser, A., & Steinhauger, A. (2013). Parental leave and mothers’ careers: the relative importance of job protection and cash benefits. The Review of Economic Studies, 81(1), 219-265. DOI: https://doi.org/10.1093/restud/rdt028

Lee, D. S & Lemieux, T. (2010). Regression discontinuity designs in economics. Journal of Economic Literature, 48(2), 281-355. DOI: https://doi.org/10.1257/jel.48.2.281

Markussen, S. & Røed, K. (2014). The impacts of vocational rehabilitation. Labour Economics, 31, 1-13. DOI: https://doi.org/10.1016/j.labeco.2014.08.001

Møller, G. (2005). Yrkeshemmede med psykiske lidelser. Rapport nr. 6, 2005. Bø: Telemarksforsking.

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

Proba Samfunnsanalyse (2011). Virkning av arbeidsrettede tiltak for personer med nedsatt arbeidsevne – en litteraturstudie. Rapport 02-2011. Proba Samfunnsanalyse.

Salvanes, K. & Reiling, R. (2017). Utdanning som arbeidsrettet tiltak for ungdom med redusert arbeidsevne. NIFU-rapport 2017:1.

Statistisk sentralbyrå (2018). Personer 16 år og over, etter kjønn, alder og utdanningsnivå. Absolutte tall og prosent (F) 1980 – 2016. Hentet fra https://www.ssb.no/statbank/table/08921/?rxid=e4abe5dd-2505-404f-9b06-7c6eb96cedc0

Stortinget (2018). Yrkesrettet attføring mv. Hentet fra https://www.stortinget.no/no/Saker-og-publikasjoner/Saker/Sak/?p=27905

Sutterud, L. (2016). Personer med nedsatt arbeidsevne og mottakere av arbeisavklaringspenger. Oslo: Arbeids- og velferdsdirektoratet.

1Denne artikkelen baserer seg på NIFU-rapport 2017-1: «Utdanning som arbeidsrettet tiltak for ungdom med redusert arbeidsevne» (Salvanes & Reiling 2017). Arbeidet ble finansiert av FoU-midler fra Arbeids- og velferdsdirektoratet.
2For sakens gang i Stortinget, se Stortinget (2018).
3Vi har kun tilgang til fødselsår og fødselsmåned, ikke fødselsdag.
4For tiltaket ordinær virksomhet inngår blant annet arbeid med bistand, lønnstilskudd og arbeidspraksis i ordinær virksomhet. For tiltak i skjermet virksomhet inngår blant annet arbeidsmarkedsbedrift- avklaring, avklaring i skjermet virksomhet og arbeidspraksis i skjermet virksomhet.
5Dersom regelverket hadde blitt endret slik at individer registrert etter en observerbar dato ble omfattet av regelendringen mens de som ble registrert før ikke ble det, ville vi kunne brukt denne diskontinuiteten for å gjennomføre et Regression discontinuity design (RDD), se for eksempel Lee & Lemieux (2010).
6Varianter av denne estimeringsstrategien har blitt brukt for eksempel i evaluering av regelendringer i foreldrepermisjoner på fertilitet, mødres deltaking i arbeidsmarkedet og barns utfall (se f. eks. Lalive & Zweimuller 2009; Lalive, Schlosser, Steinhauer & Zweim 2013; Dustmann & Schonberg 2012; Cools, Fiva & Kirkebøen 2015).
7Vi kan ikke bruke 2002/2003 på grunn av en reduksjon i kostnadstaket for stønad til skolepenger som ble innført fra 1.1.2003.
8Resultatene er de samme dersom oktober-desember inkluderes. Resultatene er omtalt i avsnittet om robusthetssjekk.
9Resultatene påvirkes ikke av tre alternative definisjoner av sysselsetting: (1) pensjonsgivende inntekt over 1G, (2) pensjonsgivende inntekt over 1G og sysselsatt, og (3) sysselsatt alle årene fra fem til ni år etter første gang de ble registrert med nedsatt arbeidsevne. Kontakt forfatterne for resultater.
10Vi har undersøkt om resultatene varierer med foreldrenes utdanningsnivå, innvandrerbakgrunn og kjønn, men finner ingen systematiske forskjeller. Kontakt forfatterne for resultater.

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