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}}

Motløshet og barrierer mot sysselsetting blant gifte kvinner som er innvandrere og gifte kvinner født i Norge

Discouragement and barriers to employment among married immigrant women and married women born in Norway



Dr. polit., forsker ved Statistisk sentralbyrå, Forskningsavdelingen




Cand. oecon., forsker ved Statistisk sentralbyrå, Forskningsavdelingen




Cand. real., forsker ved Statistisk sentralbyrå, Forskningsavdelingen

Yrkesdeltakingen varierer med konjunktursvingningene i mange land. En forklaring på dette er at personer som normalt ville ha søkt arbeid under bedre konjunkturer, blir motløse og lar være å søke arbeid når konjunkturene er dårlige og sjansen for å finne en akseptabel jobb er liten. Ved å benytte en modell for hvordan yrkesdeltakingen varierer med konjunkturene tallfester vi motløs arbeidereffekten for gifte/samboende kvinner som enten har innvandret til Norge fra ikke-vestlige land eller som er født i Norge. Analysen viser bl.a. at motløs arbeidereffekten er betydelig høyere for noen grupper innvandrerkvinner sammenliknet med kvinner født i Norge.

Nøkkelord: motløse arbeidere, yrkesdeltaking, konjunkturer, gifte/samboende kvinner

In many countries, labor-force participation varies with cyclical fluctuations. One explanation is that people who would normally have sought work during better economic conditions become discouraged and do not seek employment when the economic situation is poorer and the chance of finding an acceptable job is small. By using a model for how labor-force participation varies with the business cycle, we compare the discouragement effect for married/cohabiting women born in Norway and immigrant women from non-western countries. The effect is considerably higher for some groups of immigrant women compared to women born in Norway.

Keywords: discouraged workers, labor market participation, business cycles, married/cohabiting women

Innledning

Motløse arbeidere kjennetegnes ved at de søker arbeid i oppgangskonjunkturer, men lar være å søke når ledigheten er stor og muligheten for å finne akseptabelt arbeid antas å være liten.1 Betydningen av dette fenomenet er vanskelig å observere i praksis, men data fra arbeidskraftundersøkelsene i Norge og mange andre land tyder på at omfanget av motløse arbeidere kan være betydelig. I denne artikkelen rapporterer vi resultater fra en empirisk analyse av barrierer i arbeidsmarkedet og graden av motløshet blant gifte/samboende kvinner som er innvandrere og gifte/samboende kvinner født i Norge. Analysen er en videreføring av tidligere analyser (Dagsvik, Kornstad & Skjerpen 2007, 2013). Et sentralt formål med studien er å tallfeste i hvilken grad kvinnenes yrkesdeltaking avhenger av stramheten på arbeidsmarkedet. Motivasjonen for å studere dette er at en i arbeidskraftundersøkelser og makroøkonomiske studier i Norge,2 så vel som i mange andre land, har observert at konjunkturene ser ut til å ha stor betydning for arbeidstilbudet. Det ser ut til å være et typisk mønster at når konjunkturene bedres og det er optimisme i økonomien, melder folk seg på arbeidsmarkedet i økende grad. Når det derimot er nedgangskonjunktur, trekker mange seg ut av arbeidsmarkedet når de blir ledige og lar så være å søke nytt arbeid. Selve motløs arbeidereffekten kan da forstås som differansen mellom andelen som søker jobb under ideelle konjunkturer og andelen som søker jobb under de faktiske konjunkturforholdene. Med basis i økonomisk søketeori kan en forklare dette fenomenet med at arbeiderne betrakter mulighetene for å få seg arbeid som så små at kostnadene ved å søke arbeid (psykologiske faktorer som stress og ubehag knyttet til avslag på jobbsøknader samt økonomiske kostnader) gir en forventet avkastning av å søke arbeid som er lavere enn nytten av å være utenfor arbeidsmarkedet. Fenomenet er således av spesiell interesse i nedgangskonjunkturer ved at det innebærer at den reelle arbeidsledigheten kan sies å være større enn det som kommer til uttrykk i de offisielle ledighetstallene. Dette innebærer videre at en i nedgangstider har en skjult arbeidskraftreserve som vil dukke opp igjen når konjunkturene bedres. I oppgangstider vil med andre ord de motløse arbeiderne utgjøre en arbeidskraftreserve som bidrar til redusert press i arbeidsmarkedet. Fenomenet er derfor relevant både i perioder med slakt og stramt arbeidsmarked.

Motivasjonen for å sammenligne gifte og samboende kvinner som henholdsvis er innvandrere eller født i Norge, er at andelen kvinner i lønnsarbeid ser ut til å være betydelig lavere blant innvandrerkvinner enn blant kvinner født i Norge, og det er interessant å undersøke hvorfor. To grunner har blitt foreslått som forklaringer på dette fenomenet. For det første kan kvinner som ønsker å finne arbeid, mislykkes i å finne en akseptabel jobb på grunn av barrierer mot sysselsetting. I Norge synes mange innvandrergrupper å oppleve spesielle vanskeligheter når de søker etter arbeid, og ledigheten er betydelig høyere blant disse gruppene enn blant kvinner født i Norge, særlig når økonomien er i en lavkonjunktur (Kornstad, Skjerpen & Telle 2016: 41). For det andre kommer mange innvandrerkvinner fra ikke-vestlige land der kvinner ikke forventes å delta på arbeidsmarkedet. I tillegg har de ofte flere barn enn norskfødte kvinner.3 Forskjeller i preferanser for å arbeide som skyldes kulturell bakgrunn, kan da være en mulig årsak til den observerte forskjellen i arbeidstilbud mellom innvandrerkvinner og kvinner født i Norge. I tillegg kan det tenkes at innvandrerkvinner i større grad enn kvinner født i Norge blir motløse arbeidere og frivillig trekker seg ut av arbeidsmarkedet som følge av at de ikke finner akseptabelt arbeid.

Motløs arbeiderfenomenet er oftest studert ved hjelp av makrodata (Ehrenberg & Smith 1988), og den makroøkonomiske modellen KVARTS i Statistisk sentralbyrå har innebygd denne type effekter. Empiriske studier basert på mikrodata inkluderer Ham (1986), Blundell, Ham & Meghir (1987, 1998), Connolly (1997), Başlevent & Onaran (2003), Bloemen (2005), Hotchkiss & Robertson (2006) og Dagsvik mfl. (2013), men bortsett fra disse synes det å være overraskende få studier av dette fenomenet basert på mikrodata. Dagsvik mfl. (2013) analyserte motløs arbeidereffekten blant kvinner som bor i Norge, men undersøkte ikke forskjeller mellom innvandrerkvinner og kvinner født i Norge. I denne artikkelen analyserer vi motløs arbeidereffekten separat for ikke-vestlige kvinnelige innvandrere og kvinner født i Norge. Dessuten benytter vi en litt annen modell enn i tidligere analyser. Vi bruker roterende paneldata fra Arbeidskraftundersøkelsene (AKU) over en ganske lang periode, nemlig for hvert kvartal fra andre kvartal 1988 til fjerde kvartal 2010. I motsetning til de fleste andre studier på dette feltet, inkludert Dagsvik mfl. (2013), bruker vi paneldata med to observasjoner for hver enkelt person. Denne type data gir observasjoner av faktiske individuelle overganger på arbeidsmarkedet og inneholder derfor mer informasjon om hvordan individer faktisk justerer atferd som et resultat av endringer i observerte og uobserverte insentiver og variasjon i preferanser. Vi får dermed mer pålitelige estimater sammenlignet med studier som bruker gjentatte tverrsnittsdata. Dataene inneholder imidlertid ikke informasjon om hvor lenge en søker arbeid.

Flere land samler inn data for å tallfeste motløs arbeiderfenomenet, men det er flere svakheter ved analyser basert på slike data. For det første kan det være vanskelig å gjøre en avgrensning mot de personene som står utenfor arbeidsmarkedet og som ikke ville søkt arbeid uansett konjunktursituasjon. En viktig grunn til dette er at det er samspillet mellom en rekke faktorer så som preferanser, lønn, familiesituasjon og konjunktursituasjonen som er bestemmende for tilpasningen i arbeidsmarkedet. For mange vil det dermed være et ganske abstrakt spørsmål å ta stilling til under hvilken konjunktursituasjon en ville søkt arbeid, og spørsmålene som er ment å avdekke dette, kan være vanskelige å svare på. En annen svakhet er at dersom en ønsker en dypere innsikt i problematikken knyttet til motløse arbeidere, ønsker en kunnskap om dette fenomenet også under alternative lønns- og konjunktursituasjoner. Da vil det å gjennomføre en strukturell analyse slik vi har gjort, ha en merverdi ved at vi kan benytte modellen til også å studere kontrafaktiske situasjoner med varierende konjunkturer og under ulike forutsetninger om forventede søkekostnader, individuelle timelønninger, m.m.

Den empiriske analysen er gjennomført for gifte og samboende kvinner siden denne gruppen kvinner i prinsippet ofte har muligheten til å trekke seg ut av arbeidsmarkedet på grunn av at familien har andre inntekter utover kvinnens potensielle lønnsinntekt.

Resten av artikkelen er organisert som følger: I neste avsnitt presiserer vi nærmere hva som menes med motløs arbeiderfenomenet og diskuterer forutsetningene som ligger til grunn for analysen. Dataavsnittet inneholder omtale av dataene som er benyttet i analysen, og i det påfølgende avsnittet diskuterer vi estimering og empiriske resultater. En mer formell og detaljert framstilling av modellen er gitt i et vedlegg.

Teori og empirisk modell

I litteraturen antas det ofte at en person er motløs arbeider dersom vedkommende ikke søker arbeid under de rådende forholdene i arbeidsmarkedet samtidig som personen ville søkt arbeid dersom forholdene på arbeidsmarkedet hadde vært tilstrekkelig gode. For å illustrere den empiriske relevansen av dette fenomenet viser vi i figur 1 samvariasjonen mellom andelen av befolkningen som er i arbeidsstyrken4 og andelen i arbeidsstyrken som er sysselsatt (lik 1 minus arbeidsledighetsraten). Figuren gjelder for kvinner i alderen 15–74 år, og er basert på beregninger på tall fra AKU. Den viser at andelen kvinner som er i arbeidsstyrken, varierer en god del over tid, og at det er en klar samvariasjon mellom andelen kvinner som er i arbeidsstyrken, og andelen kvinner i arbeidsstyrken som er sysselsatt. Figuren tyder altså på at det kan være betydelige variasjoner i andelen motløse arbeidere over tid.

Figur 1.

Samvariasjonen mellom andelen av befolkningen i arbeidsstyrken (høyre akse) og andelen av arbeidsstyrken som er sysselsatt (venstre akse). Kvinner 15–74 år

Kilde: https://www.ssb.no/statbank/table/03781/, https://www.ssb.no/statbank/table/08517/

For å gjennomføre en empirisk analyse av fenomenet motløse arbeidere må begrepet operasjonaliseres, og her benytter vi en empirisk modell basert på økonomisk søketeori.

Ifølge søketeorien sammenligner kvinnen forventet nytte (velferden) av å søke arbeid med nytten hun har dersom hun står utenfor arbeidsmarkedet. Dersom hun bestemmer seg for å søke arbeid, står hun overfor to mulige utfall. Det ene utfallet er at hun ikke finner en jobb hun synes er akseptabel. Det andre utfallet er at hun får et tilbud om en jobb hun vil ha. I begge disse to tilfellene får hun kostnader ved å søke jobb som reduserer avkastningen av jobbsøkingen. Kostnadene ved å søke arbeid avhenger blant annet av hvor godt hun vurderer arbeidsmarkedet til å være, det vil si hvor lenge hun må vente til hun finner en akseptabel jobb, og kostnadene per tidsenhet knyttet til det å finne en akseptabel jobb. Desto høyere ledighet, desto lengre tid tar det til hun finner en akseptabel jobb, og dermed desto lavere vil sannsynligheten for at kvinnen velger å gå inn i arbeidsstyrken være.

Nytten ved å stå utenfor arbeidsmarkedet avhenger av kvinnens arbeidsfrie inntekter, i første rekke mannens inntekt. Økonomisk søketeori forsøker videre å ta hensyn til at det er knyttet usikkerhet til de potensielle jobbene kvinnen kan tenkes å stå overfor, sett fra hennes perspektiv. Usikkerheten er knyttet til lønnsbetingelser og andre kjennetegn ved jobbene samt hvilke potensielle jobber som er tilgjengelige. Under standard forutsetninger om rasjonell atferd (se for eksempel Lippman & McCall 1981) kan en vise hvordan kvinnens beslutningsregel om å søke arbeid eller ikke, blant annet avhenger av variabler som forventet timelønn, søkekostnader per tidsenhet, arbeidsfri inntekt og sannsynligheten for å få arbeid gitt at en søker arbeid. I vår tilnærming tillater vi at den enkelte kvinnes atferd kan avvike fra forutsetningen om rasjonell atferd i standard søketeori, men at kvinnene i gjennomsnitt tilfredsstiller disse forutsetningene (gjennomsnittlig rasjonalitet). Videre tillater vi at det kan være uobserverbare kjennetegn knyttet til jobbene som påvirker kvinnenes preferanser for jobbene og at det kan være variasjoner i nytten til jobbtilbudene som den enkelte kvinne mottar.

La q være sannsynligheten for at kvinnen får et akseptabelt jobbtilbud dersom hun søker arbeid (jobbsannsynligheten), mens P er sannsynligheten for at kvinnen skal være i arbeidsstyrken. På grunn av usikkerheten knyttet til utfallet av det å søke jobb, vil P avhenge av jobbsannsynligheten (q) slik at vi kan skrive P=P(q).5 Andelen motløse arbeidere følger dermed ved å lage et anslag på differansen mellom andelen som ønsker å jobbe under «tilstrekkelig gode» forhold (representert ved q0) på arbeidsmarkedet, P(q0), og andelen som ønsker å jobbe under de rådende konjunkturforholdene, P(q), det vil si P(q0)-P(q). – P(q).

Som omtalt ovenfor benyttes elementer av økonomisk søketeori til å begrunne en modell for hvordan P(q) avhenger av q, samt av en rekke andre forklaringsvariabler som vi skal omtale nærmere nedenfor. Dernest estimerer vi P(q) ved hjelp av data fra AKU. Det er imidlertid ikke åpenbart hva som skal menes med «tilstrekkelig gode» forhold som definerer q0. Den høyeste verdien av q i mikropopulasjonen er ca. 0,99, så vi lar q0=1.

Hvis en ønsker å inkludere motløs arbeidereffekten i et samlet mål på effektene av barrierene i arbeidsmarkedet, så kan en lage en modifisert arbeidsledighetsrate som fanger opp både de arbeidsledige og de motløse arbeiderne. Denne ledighetsraten er definert som (P(q0)–(P(q)q)/P(q0). Dette alternative målet for ledighet omfatter da både de som er ledige under de rådende konjunkturene og de som ville ha vært i arbeidsstyrken under ideelle konjunkturer, men som står utenfor arbeidsmarkedet på grunn av at de ikke tror de klarer å skaffe seg en akseptabel jobb under de rådende konjunkturforholdene.

Ytterligere detaljer og diskusjon av forutsetninger og egenskaper ved denne modellen er gitt i et vedlegg.

Data og hjelperelasjoner

Dataene som er brukt i estimeringene av modellen for P(q), er laget ved å koble informasjon fra AKU for årene 1988–2010 med informasjon fra den offisielle norske utdanningsdatabasen, registre med informasjon om inntektsforhold fra ligningsmyndighetene fra samme periode og informasjon fra befolkningsregisteret om familiesammensetning, immigrasjonsstatus og bosted. Informasjonen har blitt koblet ved hjelp av personnumre.

Vi betrakter gifte og samboende kvinner i alderen 25–60 år. Den nedre aldersgrensen ekskluderer de fleste av kvinnene som holder på med høyere utdanning, mens den øvre ekskluderer kvinner i en alder hvor det ikke er uvanlig å førtidspensjonere seg. I tillegg ekskluderer vi kvinner som ifølge opplysningene i AKU ikke er i stand til å arbeide. Kvinner som er selvstendig næringsdrivende eller som jobber i familievirksomheter, er også tatt ut.

Klassifiseringen av kvinnene som sysselsatte, arbeidsledige eller utenfor arbeidsstyrken er basert på AKU og er dermed i samsvar med internasjonale anbefalinger. Arbeidstiden er målt som kontraktfestet arbeidstid på årsbasis i både hovedjobb og eventuelle bijobber. Dersom det ikke foreligger informasjon om kontraktfestet arbeidstid og individet er i arbeid, bruker vi informasjon om den faktiske arbeidstiden. Nominelle timelønninger er beregnet ved å dele arbeidsinntekten på timeverksinnsatsen på årsbasis. For å sikre konsistens over tid bruker vi et mål på kvinnens arbeidsfrie inntekt som kun inkluderer lønnsutbetalinger til ektemannen/samboeren og stipulerte lønnsinntekter hvis partneren er selvstendig næringsdrivende. Den nominelle timelønnen og den nominelle arbeidsfrie inntekten er regnet om til realverdi ved å bruke den offisielle konsumprisindeksen og 2010 som referanseår. Basert på informasjon fra befolkningsregisteret har vi beregnet antall barn i aldersintervallene 0–3 år, 4–6 år og 7–18 år i de årene kvinnene er med i undersøkelsen. Utdanning er målt som den høyest fullførte utdanning ifølge normert studietid, og (potensiell) arbeidserfaring er beregnet som alder minus lengden på utdanningen minus 7 år. For innvandrere i Norge er botiden i observasjonsåret beregnet som antall år etter første gang vedkommende kom til Norge. Vi har også laget en binærvariabel som antar verdien 1 dersom individet bor i et tettbygd strøk og verdien 0 ellers. Ifølge offisiell statistikk fra SSB er en samling av hus registrert som tettbygget område dersom det bor minst 200 individer der og avstanden mellom husene ikke overstiger 50 meter.

AKU er kvartalsvis og følger en roterende utvalgsplan. I samband med estimeringen av modellen for sannsynligheten for å være i arbeidsstyrken bruker vi to observasjoner av individene som skriver seg fra samme kvartal i to påfølgende år. På den måten tar vi høyde for systematiske sesongmessige fluktuasjoner i atferden. Utvalgene inkluderer imidlertid kvinner fra alle kvartalene innenfor et kalenderår. Grunnen til at vi i estimeringen av modellen utelater kvinner som er observert bare en gang, er at disse synes å ha en fundamentalt annen atferd enn kvinner som er observert to ganger.

Den empiriske undersøkelsen er gjennomført separat for kvinner fra ikke-vestlige land og kvinner født i Norge. Den førstnevnte gruppen omfatter kvinner som kommer fra Øst-Europa, Afrika, Asia og Latin-Amerika. Vi har ekskludert kvinner fra Vest-Europa, Nord-Amerika, Australia og New Zealand siden vi ønsker å fokusere på immigranter med en annen kulturbakgrunn enn kvinner født i Norge. De to delsamplene består av henholdsvis 1 724 og 52 101 kvinner. Tabell 1 inneholder summarisk statistikk for 1999, som er et år midt i estimeringsperioden. En ser at den gjennomsnittlige predikerte realtimelønna er noe høyere for kvinner født i Norge, men at standardavviket er noe høyere for innvandrerkvinnene. En grunn til at vi ikke finner større lønnsforskjeller mellom kvinner født i Norge og de ikke-vestlige innvandrerkvinnene er at innvandrerkvinnene i utvalget vårt har tilnærmet samme utdanningsnivå som de norskfødte kvinnene. Vi ser også at yrkesdeltakingen er en del høyere blant kvinner født i Norge enn blant innvandrerkvinnene.

Tabell 1.

Summarisk statistikk for kvinner født i ikke-vestlige land og kvinner født i Norge. 1999

 Kvinner fra ikke-vestlige landaKvinner født i Norgeb
 Gjennom-
snitt
Std. avvikMin.Maks.Gjennom-
snitt
Std. avvikMin.Maks.
Alder37,17,3256042,09,52560
Utdanning (i år)12,43,362012,62,8920
Erfaring (i år)18,67,554123,410,4245
Ant. barn 0–3 år0,40,6020,30,503
Ant. barn 4–6 år0,20,5020,20,503
Ant. barn 7–18 år0,91,1040,71,008
Arbeidsfri inntektc343 531185 43958 401928 670385 643185 24358 4011 215 498
Predikert timelønnc120,016,591,2181,7135,315,2103,6194,8
Yrkesdeltaking0,750,44010,910,2901

aAntall personer =134. bAntall personer =3 796. cI 2010-kroner.

Inntil nå har vi kun redegjort for data brukt for estimeringsformål. Utvalget av mikrodata som estimeringene er basert på, er begrenset og ikke nødvendigvis representativt for de to populasjonene av kvinner. Dette er imidlertid ikke noe problem for estimeringene dersom modellen er korrekt spesifisert, og modellen vil kunne gi korrekte betingede prediksjoner for andeler i arbeidsstyrken gitt forklaringsvariablene i modellen. Men på grunn av (mulig) manglende representativitet, ikke minst for innvandrerkvinnene, er ikke disse dataene egnet til å gi ubetingede prediksjoner av motløs arbeider-effekten og modifisert ledighet i den norske befolkningen. For å beregne det trenger vi en mikropopulasjon som er representativ for fordelingen av de forklaringsvariablene som inngår i modellen. Ved å utnytte inntektsregisterne for henholdsvis 2005 og 2014 og tilsvarende årganger for utdannings- og befolkningsregisteret kan vi lage en mikropopulasjon for disse to årene, som består av ikke-vestlige innvandrerkvinner og kvinner født i Norge for to utvalgte år. For alle kvinner i denne mikropopulasjonen har vi dermed data for arbeidsfri inntekt, lengden på utdanningen, lengden på den potensielle arbeidserfaringen, bosted, botid for innvandrere, alder og antall barn i aldersintervallene 0–3 år, 4–6 år og 7–18 år. Merk at denne mikropopulasjonen ikke inneholder data for den avhengige variabelen i modellen, og derfor ikke kunne ha blitt brukt til estimering av modellen.

De seleksjonskriteriene vi har brukt for å avgrense mikropopulasjonen fra 2014, er som følger: Vi har ekskludert kvinner med offentlige og private pensjoner som overstiger 125 000 kroner i nominelle verdier. Inntektsgrensen er konsistent med den maksimale pensjonsinntekten i utvalget som ble brukt i estimeringene. Ved å bruke denne avgrensningen har vi fjernet kvinner som ikke er i stand til å være yrkesaktive. Fordi vi ønsker å modellere involvering i lønnsarbeid og ikke i selvstendig næringsvirksomhet, har vi også ekskludert kvinner som har mer inntekt fra næringsvirksomhet enn fra lønnsarbeid. I tillegg ekskluderes om lag 20 prosent av immigrantene fra ikke-vestlige land på grunn av manglende informasjon om utdanning. Simuleringene basert på mikropopulasjonene gjennomføres separat for kvinner fra ikke-vestlige land og for kvinner født i Norge. Som før ser vi på kvinner i alderen 25–60 år. I 2005 inneholder populasjonen med kvinner fra ikke-vestlige land 41 339 kvinner, mens populasjonen av kvinner født i Norge er på 555 209 kvinner. Tabell 2 gir mer detaljert summarisk statistikk for 2014-utvalget. Vi ser at innvandrerkvinnene i gjennomsnitt er noe yngre enn de norskfødte kvinnene, har flere barn i den yngste aldersgruppen, noe lavere utdanningsnivå og noe kortere (potensiell) arbeidserfaring. Siden det er predikert timelønn og predikert sannsynlighet for å finne en akseptabel jobb som inngår i strukturmodellen, presenterer vi også tall for disse to genererte variablene i tabellen. Norskfødte kvinner har klart høyere predikert timelønn og høyere sannsynlighet for å finne en akseptabel jobb enn innvandrerkvinnene.

Tabell 2.

Summarisk statistikk for gifte/samboende kvinner brukt i simuleringene for 2014a

VariabelGjennomsnittStd. avvikMinimumMaksimum
Kvinner fra ikke-vestlige land:
Alder38,78,92560
Antall barn 0-3 år0,290,5404
Antall barn 4-6 år0,210,4504
Antall barn 7-18 år0,640,9409
Utdanning (år)13,14,1020
Erfaring (år)19,710,2-154
Arbeidsfri inntektb303 237259 98282 1541 429 689
Predikert timelønnb19028106283
Jobbsannsynlighet (q)c0,860,090,250,98
Kvinner født i Norge:
Alder43102560
Antall barn 0-3 år0,20,4705
Antall barn 4-6 år0,170,4104
Antall barn 7-18 år0,650,909
Utdanning (år)14,12,8020
Erfaring (år)22,910,8154
Arbeidsfri inntektb413 952320 37582 1541 644 916
Predikert timelønnb22727114313
Jobbsannsynlighet (q)c0,980,010,661

aAntall observasjoner er henholdsvis 117 215 og 724 196 for kvinner fra ikke-vestlige land og kvinner født i Norge.

bMålt i 2010 prisnivå.

cPredikert sannsynlighet for å få arbeid gitt at en er arbeidsledig.

I modellen for P(q) inngår forventet gjennomsnittlig log-timelønn (w) og sannsynligheten for å finne en akseptabel jobb gitt at en er i arbeidsstyrken (q), se vedlegg. Siden timelønn ikke observeres for de som ikke jobber, trenger vi, som nevnt i avsnitt 2, en hjelperelasjon som benyttes til å predikere forventet timelønn. I timelønnsrelasjonen har vi benyttet følgende forklaringsvariabler som brukes for begge grupper: utdanningens lengde, et annengradspolynom i individets (potensielle) arbeidsmarkedserfaring og tidsdummyer som dekker tidsperiodene 1991–1993, 1994–1996, 1997–1999, 2000–2002, 2003–2005, 2006–2008 og 2009–2010. En dummyvariabel for bosted brukes kun for kvinner født i Norge, mens lønnsrelasjonen for kvinner født i ikke-vestlige land involverer et annengradspolynom i botiden i Norge. De to lønnsligningene er estimert på observasjonsmaterialer for ansatte der alle observasjonsenhetene forekommer enten en eller to ganger og hvor ikke-observerbar heterogenitet mellom observasjonsenhetene er ivaretatt ved inkludering av tilfeldige effekter.

Som tidligere nevnt i avsnitt 2, er datamaterialet vårt ikke tilstrekkelig stort til å beregne presise tall for andelen i arbeidsstyrken som er sysselsatt (det empiriske motstykket til q) for hver persongruppe. Vi har derfor estimert en hjelperelasjon også for q. Denne er spesifisert som en logit-modell der forklaringsvariablene for kvinner født i Norge er utdanningens lengde, et annengradspolynom i (potensiell) arbeidsmarkedserfaring, logaritmen til realverdien av den arbeidsfrie inntekten, antall barn i ulike aldersintervall og tidsdummyer. For kvinner født i ikke-vestlige land inngår et annengradspolynom i botiden i Norge istedenfor annengradspolynomet i (potensiell) arbeidserfaring. Basert på de oppnådde parameterestimatene kan vi dermed predikere q for alle individer i de periodene de inngår i modellen for P(q). Dette gjelder også for individer som er utenfor arbeidsstyrken.

Empiriske resultater

Ovenfor har vi diskutert teorigrunnlaget og datamaterialet som benyttes i denne analysen. Vi fortsetter nå med å drøfte de empiriske resultatene. Vi innleder dette med å vise hvor godt modellen for sannsynligheten for å være i arbeidsstyrken føyer dataene som er brukt til estimeringene, se tabell 3.6 Føyningen synes å være noe bedre for kvinner født i Norge enn for kvinner fra ikke-vestlige land. Det er spesielt i de første periodene føyningen er noe svakere for kvinner fra ikke-vestlige land. For kvinner fra ikke-vestlige land er føyningen dårligst for perioden 1991–1993, mens for kvinner født i Norge er den dårligst i perioden 1997–1999. For begge gruppene klarer modellene å fange opp veksten i yrkesdeltakingen over tid.

Tabell 3.

Observerte og predikerte yrkesdeltakingsrater for gifte og samboende kvinner. Prosent

Kvinner fra ikke-vestlige land Kvinner født i Norge
PeriodeObservertPredikertObservertPredikert
1988–199071,469,682,983,4
1991–199366,562,485,686,2
1994–199664,865,088,087,6
1997–199972,574,190,788,8
2000–200274,978,192,792,0
2003–200577,677,293,793,3
2006–200884,584,595,395,6
2009–201086,588,096,796,9
1988–201075,275,389,188,9

Tabell 4 viser resultater for 2014 når vi har brukt modellen (og i tillegg hjelpemodellene for jobbsannsynligheten (q) og timelønnsrelasjonen (w)) til å simulere ulike størrelser knyttet til ledighet, yrkesdeltaking og sysselsetting basert på data fra mikropopulasjonen. Kvinnene er delt inn i undergrupper etter utdanning og alder, og for de ikke-vestlige kvinnenes vedkommende også lengden på botiden i Norge. Det er ikke lagt noen restriksjoner på antall barn i de tre aldersgruppene ved inndelingen av kvinnene, så barnetallet kan variere mellom gruppene. Vi benytter 12 grupper for kvinner fra ikke-vestlige land og fire grupper for kvinner født i Norge. Tabellens sjette kolonne rapporterer gjennomsnittlige simulerte yrkesdeltakingssannsynligheter for de ulike undergruppene. Ytterligere rapporterer vi resultater for tre andre størrelser. Kolonne sju inneholder resultater for sysselsettingsrater. I tabellens tredje siste kolonne gir vi resultater for motløs arbeidereffekter. I tabellens nest siste kolonne viser vi resultater for den modifiserte arbeidsledighetsraten.

Tabell 4.

Yrkesdeltaking, sysselsetting, barrierer og motløs arbeidereffekt, etter alder, utdanning og botid i 2014. Prosent

GruppeBotid (D)Utd. (E)Alder (A)Arbeids-ledighetYrkes-deltakingSyssel-settingMotløs arbeider-effektMod. ledighetAntall obs.
Kvinner fra ikke-vestlige land:
1D≤5E≤13A<3526,677,158,111,935,99 478
2D≤5E≤13A≥3524,979,761,210,233,18 173
3D≤5E>13A<3515,891,577,12,818,312 606
4D≤5E>13A≥3515,192,478,52,417,27 041
55<D≤10E≤13A<3520,181,766,17,526,86 158
65<D≤10E≤13A≥3518,384,769,95,923,69 254
75<D≤10E>13A<3511,892,481,61,913,64 826
85<D≤10E>13A≥3511,093,483,21,512,46 556
9D>10E≤13A<4011,489,179,32,814,212 421
10D>10E≤13A≥409,789,480,92,312,119 694
11D>10E>13A<406,294,989,00,76,99 086
12D>10E>13A≥405,595,290,00,66,011 922
Alle14,088,777,03,917,4117 215
Kvinner født i Norge:
13E≤13A<354,996,391,61,66,569 808
14E≤13A≥351,897,495,70,42,2272 792
15E>13A<351,998,796,90,22,1108 233
16E>13A≥350,898,898,00,10,9273 363
Alle1,798,196,40,42,1724 196

Fra tabell 4 ser en at nivået på arbeidsledighetsratene generelt ligger høyere for kvinner fra ikke-vestlige land enn for kvinner født i Norge, men at det også er betydelige variasjoner mellom de ulike undergruppene, særlig for ikke-vestlige kvinner. Ikke overraskende er arbeidsledighetsratene høyest for kvinner fra ikke-vestlige land med kort utdanning og kort botid i Norge. For alle de 12 gruppene med ikke-vestlige kvinner er arbeidsledighetsraten høyere enn den høyeste en finner for kvinner født i Norge. For tre av de fire undergruppene for norskfødte kvinner er arbeidsledighetsraten lavere enn 2 prosent. Mens den predikerte motløse arbeidereffekten er ganske liten for de fire gruppene av kvinner født i Norge, er den av større betydning for kvinner fra ikke-vestlige land. Igjen peker kvinner med kort utdanning og kort botid seg ut som de gruppene hvor en har de sterkeste effektene. Også for yngre kvinner med kort utdanning, men noe lengre botid, finner man betydelige effekter. En tydelig motløs arbeider effekt har sitt motstykke i en merkbar diskrepans mellom den ordinære og den modifiserte arbeidsledighetsraten. For gruppene 1 og 2, det vil si kvinner fra ikke-vestlige land med kort utdanning og kort botid, er de modifiserte ledighetsratene henholdsvis 35,9 og 33,1 prosent, mens de ordinære er henholdsvis 26,6 og 24,9 prosent. For ikke-vestlige kvinner med botid i Norge utover 10 år er forskjellen mellom de to ratene langt mindre. For kvinner født i Norge finner en den største forskjellen mellom ordinær og modifisert arbeidsledighetsrate for yngre kvinner med kort utdanning. Her er den modifiserte arbeidsledighetsraten 6,5 prosent mens den ordinære er på 4,9 prosent. Nederst for begge hovedgruppene presenteres også tall for hele populasjonen, og det er av relevans å sammenligne den modifiserte og ordinære ledighetsraten også her. For kvinner fra ikke-vestlige land er den modifiserte ledighetsraten 17,4 prosent mens den ordinære er 14 prosent. De tilsvarende tallene for kvinner født i Norge er henholdsvis 2,1 og 1,7 prosent.

Tabell 5.

Yrkesdeltaking, sysselsetting, barrierer og motløs arbeidereffekt etter alder og botid for kvinner fra ikke-vestlige land. 2005a

GruppeBotid (D)Alder (A)Arbeids-ledighetYrkes-deltakingSyssel-settingMotløs arbeider-effektMod. ledighetAntall obs.
1D≤5A<3533,154,238,522,552,64 144
2D≤5A≥3531,758,942,320,349,33 253
55<D≤10A<3524,463,949,614,538,72 902
65<D≤10A≥3521,870,256,111,433,13 088
9D>10A<4012,677,368,05,418,76 127
10D>10A≥4011,379,470,94,616,48 479
Alle17,275,364,28,625,441 399

aFor alle gruppene er utdanningslengden 13 år eller mindre.

Ledighetsnivået i 2014 er omtrent det samme som dagens ledighetsnivå idet ledighetsraten for kvinner 15–74 år var 3,4 prosent i 2014 mot 3,6 prosent i 2018. I tabell 5 rapporterer vi samme type simuleringer som i tabell 4, men nå basert på data for et annet år (2005) med høyere ledighet for ytterligere å vise betydningen av konjunktursituasjonen for resultatene våre. Ifølge tall fra AKU var ledighetsraten 1 prosentpoeng høyere i 2005 enn i 2014 når vi ser på kvinner i aldersgruppen 15–74 år og ikke skiller etter landbakgrunn, og våre beregninger basert på q, tilsier at ledighetsraten for innvandrerkvinnene fra ikke-vestlige land var omkring tre prosentpoeng høyere i 2005 enn i 2014. For å spare plass betrakter vi kun kvinner fra ikke-vestlige land og kun noen av de 12 gruppene vi rapporterte tall for i tabell 4. Den dårligere konjunktursituasjonen i 2005 gir en sterkere motløs arbeidereffekt enn den vi fant når vi betraktet populasjonen for 2014. Hvis en betrakter alle de 12 gruppene samlet, overstiger den modifiserte ledighetsraten den ordinære med over åtte prosentpoeng. For de to gruppene med kortest utdanning og kortest botid ligger den modifiserte ledighetsraten blant de ikke-vestlige innvandrerkvinnene på rundt 50 prosent, mens de ordinære er på rundt 30 prosent. For alle de seks gruppene i tabell 5 er den modifiserte ledighetsraten på over 15 prosent.

Vår modell gjør det mulig å beregne elastisiteten av sannsynligheten for å være i arbeidsstyrken med hensyn på q. Basert på modellestimatene og nivået på arbeidsstyrken som er gitt i tabell 4, finner vi for eksempel at denne elastisiteten er lik ca. 0,30 i gjennomsnitt for kvinner fra ikke-vestlige land, mens den er lik ca. 0,71 for unge kvinner fra ikke-vestlige land med kort botid og lav utdanning (gruppe 1 i tabell 4). Dette betyr at for unge kvinner fra ikke-vestlige land med kort botid og lav utdanning vil en økning på 10 prosent i jobbsannsynligheten q øke andelen som er i arbeidsstyrken med ca. sju prosent. Som nevnt i avsnittet om data og hjelperelasjoner har vi i Dagsvik mfl. (2019) estimert en hjelpemodell for q som avhenger av antall år med utdanning samt andre forklaringsvariabler. Her finner vi at koeffisienten foran utdanning er ca. tre ganger så høy for kvinner født i Norge sammenliknet med kvinner fra ikke-vestlige land. Dette kan tyde på at kvinner fra ikke-vestlige land ikke i samme grad som kvinner født i Norge får uttelling på jobbsannsynligheten for den utdanningen de har.

Konklusjon

Vår analyse av yrkesdeltaking og motløs arbeiderfenomenet for gifte og samboende kvinner tyder på at tilpasningen på arbeidsmarkedet er vesentlig forskjellig for kvinner født i Norge sammenliknet med kvinner fra ikke-vestlige land. I vår teoriramme spiller søkekostnader per tidsenhet en sentral rolle og er representert ved en parameter som estimeres. Vi minner om at vårt kostnadsbegrep er representert ved en størrelse som inkluderer både uobserverbare pekuniære og ikke-pekuniære kostnader i den forstand at de inkluderer stress og ubehag knyttet til jobbsøking. Våre resultater tyder på at kvinner født i Norge har høyere kostnader per tidsenhet enn kvinner født i ikke-vestlige land. En mulig forklaring på dette er at innvandrerkvinner satser mye på å bli selvforsørget når de kommer til Norge, noe som gir seg utslag i at de anstrenger seg mer for å finne arbeid. Dette kan ha sammenheng med at de typisk kommer fra samfunn med velferdssystemer som er vesentlig mindre utviklet enn i Norge. Følgelig er tradisjonen for å greie seg selv i slike samfunn mye sterkere enn i vårt samfunn. Totalt sett er det likevel slik at andelen kvinner som kan beskrives som motløse, er høyere for noen grupper av kvinnelige innvandrere fra ikke-vestlige land enn for kvinner født i Norge. Grunnen til dette er at sjansen for å få en akseptabel jobb er vesentlig lavere for kvinner fra ikke-vestlige land enn for kvinner født i Norge. Kvinner fra ikke-vestlige land vil derfor gjennomgående måtte søke i en lengre periode for å få en akseptabel jobb.

Når det gjelder politikkimplikasjoner av studien, så er det viktig å iverksette tiltak som øker sannsynligheten for å finne en akseptabel jobb og som reduserer kostnadene ved jobbsøking. Ikke overraskende finner vi at utdanning er en nøkkelvariabel for å forklare nivået av motløs arbeidereffekten for begge grupper av kvinner. Et høyere utdanningsnivå virker gjennom to kanaler ved at det både gir et høyere lønnsnivå og en høyere sannsynlighet for å få en akseptabel jobb gitt søkeaktivitet. Begge disse effektene tenderer til å redusere barrierene i arbeidsmarkedet. Effekten av utdanning på sannsynligheten for å få en akseptabel jobb er imidlertid betydelig lavere for innvandrerkvinner fra ikke-vestlige land enn for kvinner født i Norge. Dette kan tyde på at innvandrerkvinner ikke oppnår uttelling for sin utdanning i samme grad som kvinner født i Norge. Blant kvinnelige innvandrere fra ikke-vestlige land har økning i botid i Norge en lignende effekt på barrierene som en heving av utdanningskvalifikasjonene idet botid er positivt korrelert med realtimelønnsnivået og sannsynligheten for å få en akseptabel jobb gitt søkeaktivitet.

Vedlegg

Mer detaljert beskrivelse av modellen for sannsynligheten for å være i arbeidsstyrken

Vårt utgangspunkt er, som nevnt ovenfor, en versjon av standard økonomisk søketeori. Her skal vi nøye oss med en summarisk beskrivelse av et spesialtilfelle av modellen som er benyttet i Dagsvik mfl. (2019). En gitt aktør antas å kunne rangordne de tre tilstandene «sysselsatt», «arbeidsledig» og «utenfor arbeidsstyrken», gitt tilgjengelig informasjon (for aktøren), og gitt at sysselsetting er mulig. Selv om eventuelle jobbtilbud, a priori, er ukjente for aktøren, antas det altså likevel at aktøren er i stand til å rangordne de tre tilstandene «arbeidsledig», «utenfor arbeidsstyrken» og «sysselsatt», gitt et jobbtilbud. Det antas videre at aktøren kjenner sannsynligheten for å få et jobbtilbud gitt at hun er arbeidsledig (søker om arbeid). Gitt et jobbtilbud medfører dette dermed at det eksisterer en nyttefunksjon som representerer preferansene over tilstandene «utenfor arbeidsstyrken», «arbeidsledig» og «sysselsatt». La Uit0 være nytten av å være utenfor arbeidsstyrken ved tidspunkt t for aktør i, Uit1 betegne nytten av å være arbeidsledig og Uit2 nytten (lump sum verdien) av å være sysselsatt, gitt et jobbtilbud. Her må Uit2 > Uit1 ellers vil det åpenbart ikke være interessant å søke arbeid. La c betegne kostnaden per tidsenhet ved arbeidssøking, og qit sannsynligheten for å få jobb ved tidspunkt t gitt at aktøren er arbeidsledig. I tillegg til pekuniære kostnader er c også (som nevnt ovenfor) ment å fange opp ikke-pekuniære kostnader ved arbeidsøkning, slik som stress og ubehag knyttet til jobbintervju og eventuelle avslag. Her antar vi at søkerkostnaden ikke varierer over persongrupper, men kun mellom innvandrerkvinner og kvinner født i Norge. Denne forutsetningen er strengt tatt ikke nødvendig for å få identifikasjon, men på grunn av at vårt datamateriale er begrenset og forklaringsvariablene har begrenset variasjon, er det krevende å oppnå presis identifikasjon i den empiriske analysen. Spørsmålet er nå hvordan nytten av å søke arbeid avhenger av nytten av å være sysselsatt, søkekostnaden per tidsenhet og sannsynligheten for å få jobb gitt at aktøren er arbeidsledig. For å finne denne sammenhengen benytter vi teorien for forventet nytte. Fra denne teorien følger det at

(A.1)

Intuisjonen bak (A.1) er som følger: Nytten av å være arbeidsledig (søke arbeid) er lik høyre side i (A.1) som er forventet nytte av å søke arbeid. Dette innser vi fordi at når en søker arbeid kan to utfall skje i perioden. Enten vil ingen jobbtilbud ankomme, hvilket har sannsynlighet (1–qit) og medfører nytte Uit1c eller så vil et jobbtilbud ankomme, hvilket har sannsynlighet qit og medfører nytte Uit2c. Ved å løse (A.1) med hensyn på nytten av å søke arbeid finner vi at

(A.2)

Videre antas det at

(A.3) Uit2=wit2it2,

der wit betegner forventet log-timelønn for aktør i og εit er et restledd som er ment å representere effekten av uobserverbare faktorer som er knyttet til ikke-pekuniære faktorer som påvirker nytten av å være sysselsatt, og som er kjente for aktøren. Fra sannsynlighetsteorien følger det at dersom jobbene ankommer ved helt tilfeldige diskrete tidspunkter (Bernoulli prosess), så kan størrelsen c/qit tolkes som forventet total søkekostnad til kvinnen får et jobbtilbud. Vi ser at nytten av å søke arbeid dermed blir en avtagende funksjon av individets forventede (anslåtte) totale kostnader av å søke arbeid.

Endelig antas det at

(A.4) Uit0=Zity+εit0 ,

der Zit er en vektor som inneholder kvinnens alder, alder kvadrert, realverdien av arbeidsfri inntekt, antall barn under 3 år, antall barn 4-6 år og antall barn 7-18 år, γ  den tilhørende koeffisientvektoren og εit0 er et restledd som er ment å fange opp effekten av uobserverbare variabler som påvirker verdien av å være utenfor arbeidsstyrken. Forventet søkekostnad per tidsenhet (c) er uobserverbar i vårt datamateriale.7 For at teorien som er skissert ovenfor skal kunne brukes til å formulere en empirisk modell, må det gjøres antakelser om hvordan εit0 – εit2 er fordelt i populasjonen. Her benytter vi også en gjennomsnittlig rasjonalitets-antakelse for å begrunne antakelsen om at εit0 – εit2 er logistisk fordelt, se Dagsvik mfl. (2019). Imidlertid er det ikke vesentlig for vår analyse hvilken type fordeling εit0 – εit2 har. Dersom for eksempel εit0 – εit2 antas å være normalfordelt, vil de empiriske resultatene ikke bli vesentlig ulike. Grunnen til dette er at det ikke er stor forskjell på normalfordelingen og den logistiske fordeling.

La Yit anta verdien 1 dersom aktør i er i arbeidsstyrken ved tidspunkt t og null ellers. Fra (A.2) til (A.4) følger det nå at

(A.5)

der μ er en parameter8 som er knyttet til variansen til restleddene, nærmere bestemt definert ved

Modellen gitt i (A.5) er opplagt identifisert gitt P(q), q, w og Z. Dette ser vi fordi vi kan skrive modellen som

(A.6)

Høyre side av (A.6) er lineær som funksjon av wit og 1/qit . Dersom det er tilstrekkelig variasjon i disse variablene, vil dermed μ, μγ og μc være entydig bestemt, hvilket betyr at også γ og c er entydig bestemt. I praksis er situasjonen mer komplisert fordi vi ikke observerer lønna for dem som ikke er sysselsatt. Videre er datamaterialet for lite til at vi kan bruke rådata til å lage presise estimater på qit. Derfor benyttes en estimert timelønnslikning som funksjon av utvalgte forklaringsvariabler til å predikere wit . Videre benyttes en «glattet» versjon av qi som er estimert som en logit-modell av utvalgte forklaringsvariabler.

Modellen gitt i (A.5) er en forenklet versjon av modellen i Dagsvik mfl. (2019). Den modellen de estimerer, og som de empiriske resultatene som rapporteres ovenfor er basert på, inneholder i tillegg en (såkalt) stokastisk effekt. Modellen er estimert ved å benytte sannsynlighetsmaksimerings-metoden. Siden modellen inneholder en stokastisk effekt med en bestemt fordeling, må likelihoodfunksjonen beregnes ved Monte Carlo simulering.

Referanser

Başlevent, C. & Onaran, Ö. (2003). Are married women in Turkey more likely to become added or discouraged workers? Labour, 17, 439–458. DOI:https://doi.org/10.1111/1467-9914.00248 https://doi.org/10.1111/1467-9914.00248

Bloemen, H. G. (2005). Job search, search intensity, and labor market transitions. An empirical analysis. Journal of Human Resources, 40, 231-269. DOI: https://doi.org/10.3368/jhr.XL.1.232

Blundell, R., Ham, J. & Meghir, C. (1987). Unemployment and female labour supply. Economic Journal, 97, Supplement, 44–64. DOI: https://doi.org/10.2307/3038229

Blundell, R., J. Ham & C. Meghir (1998). Unemployment, discouraged workers and female labour supply. Research in Economics, 52, 103–131. DOI: https://doi.org/10.1006/reec.1997.0158

Connolly, S. (1997). A model of female labour supply in which supply is dependent upon the chances of finding a job. Applied Economics, 29, 1379–1386. DOI: https://doi.org/10.1080/00036849700000028

Dagsvik, J. K., Kornstad, T. & Skjerpen, T. (2007). Motløse arbeidere og yrkesdeltakelse. Søkelys på arbeidslivet 2/2007, 159–169.

Dagsvik, J. K., Kornstad, T. & Skjerpen, T. (2013). Labor force participation and the discouraged worker effect. Empirical Economics, 45, 401–433. DOI: https://doi.org/10.1007/s00181-012-0598-9

Dagsvik, J. K., Kornstad, T. & Skjerpen, T. (2019). Search Behavior, Aggregate Rationality and the Discouraged Worker Effect. Discussion Papers No. 906. Oslo/Kongsvinger: Statistics Norway.

Ehrenberg, R. & Smith, R. (1988). Modern Labor Economics: Theory and Public Policy, 3rd edition. London: Scott, Foreman, and Co.

Gjelsvik, M., Prestmo, J. & Sparrman, V. (2013). Arbeidstilbudet i KVARTS og MODAG. Notater 15/2013. Oslo/Kongsvinger: Statistisk sentralbyrå.

Ham, J. (1986). On the interpretation of unemployment in empirical labor supply analysis. I R. Blundell & I. Walker (red.) Unemployment, Search and Labour Supply (s. 121−142). Cambridge: Cambridge University Press.

Hotchkiss, J. L. & Robertson, J. C. (2006). Asymmetric Labor Force Participation Decision over the Business Cycle. Working Paper 2006-8. Federal Reserve Bank of Atlanta.

Kornstad, T., Skjerpen, T. & Telle, K. (2016). Selvforsørging etter botid blant ikke-nordiske innvandrere. Økonomiske analyser, 4/2016, 37−47. Statistisk sentralbyrå.

Lippman, S. A. & McCall, J. J. (1981). The economics of uncertainty: Selected topics and probabilistic methods. I K. J.Arrow & M. D. Intriligator (red.) Handbook of Mathematical Economics, vol. I. (kapittel 6). Amsterdam: North-Holland.

1Vi takker en anonym konsulent, samt Harald Dale-Olsen og Hege Kitterød i redaksjonen for nyttige kommentarer. Denne artikkelen er skrevet med støtte fra NFR i samband med prosjektet Treff: Trygd i kontekst: Rettferdighet, effektivitet, fordeling, prosjektnummer 199836/H20.
2Se f.eks. Gjelsvik, Prestmo & Sparrman (2013).
3Se https://www.ssb.no/befolkning/artikler-og-publikasjoner/fruktbarheten-til-innvandrerkvinner-gar-ned
4Arbeidsstyrken er summen av de sysselsatte og de som søker arbeid.
5Det empiriske motstykket til q og P(q) er henholdsvis andelen kvinner i arbeidsstyrken som er sysselsatt og andelen kvinner som er i arbeidsstyrken.
6Den predikerte yrkesdeltakingsraten for en gitt periode fremkommer ved å predikere sannsynligheten for yrkesdeltaking for alle observasjoner som faller innenfor denne perioden, og deretter beregne det aritmetiske gjennomsnittet over alle observasjoner.
7Listen av variabler som fanger opp effekten av barn skiller i denne artikkelen seg fra listen anvendt i Dagsvik mfl. (2007).
8Parameteren er et produkt av to faktorer der den ene er knyttet til tverrsnittvariasjonen i de stokastiske restleddene mens den andre er knyttet til autokorrelasjonen i restleddene.

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