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}}

Hvem går hvor, og når

Fra arbeidsledighet til jobb, helserelaterte ytelser og utdanning
Who goes where, and when
From unemployment to work, health-related benefits and education
Ph.d i helseøkonomi, forsker ved Arbeids- og velferdsdirektoratet
Ph.d i helseøkonomi, forsker ved Arbeids- og velferdsdirektoratet
Ph.d i samfunnsøkonomi, forsker ved Arbeids- og velferdsdirektoratet

I en diskret hasardratemodell med konkurrerende risiko undersøker vi hvordan sannsynligheten for overgang til jobb, helserelaterte ytelser og høyere utdanning endres gjennom ledighetsperioden for arbeidsledige gruppert etter dagpengerettigheter. Vi finner betydelige forskjeller i når og hvilke overganger de gjør. Felles for gruppene er at sannsynligheten for overgang til jobb er størst og at alle overgangssannsynligheter faller kraftig de første månedene. For arbeidsledige uten rett til dagpenger stabiliseres sannsynligheten for jobb og helserelaterte ytelser relativt raskt, mens for de med rett til dagpenger er overgangssannsynligheten til jobb fallende inntil dagpengerettighetene utløper. Da øker overgangssannsynlighetene, åpenbart preget av varighetsbestemmelsene i regelverket.

Nøkkelord: arbeidsledige, dagpengerettigheter, stykkevis konstant hasardratemodell, overgang til helserelaterte ytelser og utdanning

In a discrete hazard model with competing risk, we study how transition to work, health-related benefits and education change over the unemployment spell for four groups of unemployed separated by their rights to unemployment benefits. When and what transitions they do differ substantially. High probability for transition to work and rapidly decreasing transition rates over the first months are common findings across groups. For the unemployed without rights to unemployment benefits, transition to work and health-related benefits stabilize after a few months of unemployment, while the transition rate for the unemployed with such rights keeps decreasing until benefits are exhausted, then rise sharply.

Keywords: unemployment, unemployment benefits, piecewise constant hazard rate model, transition to health-related benefits and education

Innledning

Flere studier har vist en positiv sammenheng mellom hvor generøs dagpengeordningen er og varigheten av arbeidsledighet.1 Mange finner også at det å gå arbeidsledig lenge kan gi negative konsekvenser for videre tilknytning til arbeidslivet, ved at det reduserer arbeidslediges sjanser til å få jobb og øker arbeidslediges sjanser til å få helserelaterte ytelser. I tillegg til at varighetsavhengighet påvirker sannsynligheten for ulike overganger er det også flere studier som peker på at adferd endres når man nærmer seg utløp av dagpengeperioden. I denne artikkelen undersøker vi hvordan sannsynligheten for overgang til jobb, helserelaterte ytelser og høyere utdanning endres gjennom ledighetsperioden for arbeidsledige med ulike rettigheter til dagpenger.

Vi bruker en diskret hasardratemodell med konkurrerende risiko. Alle estimatene bestemmes simultant, og tar hensyn til at overgangene konkurrerer med hverandre. Vi bruker et paneldatasett med månedlige opplysninger på individnivå for å kontrollere for både tidsavhengige og tidsuavhengige variabler. Vi bruker registerdata for å identifisere nøyaktig hvilke rettigheter til dagpenger den enkelte har ut fra vedtaket som er gjort i dagpengesaken. Det er så vidt vi kjenner til ingen som har benyttet disse dataene tidligere, og andre studier av fenomenet har antakelig ikke hatt så presise opplysninger knyttet til den gjenværende lengden av dagpengeperioden. Vi deler de arbeidsledige i fire grupper avhengig av hvorvidt de mottar dagpenger eller ikke. Blant de som har rett til å motta dagpenger, skiller vi mellom de som har rett til dagpenger i 12 måneder og de som har rett til dagpenger i 24 måneder. Blant de som ikke har rett til dagpenger, skiller vi mellom de som var i høyere utdanning eller ikke før de ble arbeidsledige.

Vi finner svært ulike mønstre i overgang til jobb, helserelaterte ytelser og utdanning for hver av gruppene. Det er viktig å skille mellom grupper av arbeidsledige for å få kunnskap om hvordan retten til dagpenger og varigheten påvirker ulike grupper med hensyn til hvilke overganger de gjør og når de gjør dem. Det er stor variasjon i andelen med overgang til jobb i de ulike gruppene, fra 24 prosent blant de uten dagpengerettigheter og som ikke kommer direkte fra utdanning, til over 50 prosent blant de med rett til dagpenger i to år. Felles for gruppene er at jobb er den vanligste overgangen de ledige gjør og at sannsynligheten for overgang er høy i starten av ledighetsforløpet og faller raskt i løpet av de første månedene. Dette gjelder også overgang til helserelaterte ytelser. Overgang til jobb og helserelaterte ytelser stabiliserer seg i den største gruppen ledige uten dagpengerettigheter etter om lag åtte måneder. Blant de med dagpengerettigheter faller sannsynligheten for overgang til jobb frem til det nærmer seg utløp av dagpengerettighetene. Da øker sannsynligheten. Også sannsynligheten for helserelaterte ytelser øker når det nærmer seg slutten på dagpengerettighetene. Blant de som ikke har rett til dagpenger og kommer rett fra utdanning, er det like vanlig å gå tilbake til utdanning som å ha overgang til jobb. Blant de andre gruppene er det relativt uvanlig å ha overgang til utdanning, men blant de med dagpengerett i to år er det en økning etter at dagpengene løper ut. Blant de uten dagpengerettigheter, og også blant de som fortsatt er ledige etter at dagpengerettighetene har løpt ut, er det ikke uvanlig å slutte å sende meldekort selv om man fortsatt er arbeidsledig. Når i ledighetsløpet dette skjer er nyttig kunnskap også når man vurderer resultatene for overgang til jobb, helserelaterte ytelser og utdanning.

Bakgrunn

Institusjonelle rammeverk

Den viktigste inntektssikringen ved arbeidsledighet er dagpenger. Formålet med dagpengeordningen er å gi økonomisk trygghet for arbeidsledige og samtidig opprettholde insentiver til å være i arbeid. Disse hensynene balanseres ved at personer med liten eller ingen tidligere arbeidsinntekt ikke har rett til dagpenger. Arbeidsledige med tidligere inntekt har relativ høy grad av inntektskompensasjon, men begrensning på hvor lenge de kan motta dagpenger. Varigheten av dagpenger avhenger av hvor høy arbeidsinntekt man har hatt i kalenderåret før, eller i gjennomsnitt i de tre kalenderårene før man søker om dagpenger. Minstekravet til tidligere arbeidsinntekt er 1,5 ganger folketrygdens grunnbeløp (G)2 i året som gikk, eller minst 3 G i løpet av de tre siste avsluttede kalenderårene. For personer med arbeidsinntekt på minimum 2 G er maksimal varighet til å motta dagpenger 24 måneder. For personer med arbeidsinntekt mellom 1,5 G og 2 G er maksimal varighet 12 måneder.

Personer med inntekt under minstekravet har ikke rett til dagpenger, og har derfor ikke den samme økonomiske tryggheten ved arbeidsledighet. Dette gjelder antakelig mange av de som har rett til dagpenger i 12 måneder også. Disse har ikke bare rett til dagpenger en kortere periode, de mottar også et lavere beløp hver måned. Disse forsørges enten av familie, oppsparte midler eller sosialhjelp mens de søker arbeid, og kan slik sett ha større insentiver til å ta ethvert arbeid, også arbeid med lav inntekt, og arbeid som passer dårlig med deres kompetanse. Mottak av sosialhjelp kan imidlertid påvirke incentivene til å ta ethvert arbeid, da ytelsen avkortes krone mot krone mot annen inntekt. Det er også noen som mottar arbeidsavklaringspenger en kort periode i starten av ledighetsperioden. Dette er personer som har hatt nedsatt arbeidsevne og mottatt arbeidsavklaringspenger (AAP) tidligere. Etter friskmelding har de etter regelverket rett til å motta AAP i tre måneder3 mens de søker på jobb.

Inntektssikring påvirker arbeidsledighet

Mange studier peker på den positive sammenhengen mellom hvor generøs dagpengeordningen er og varigheten av arbeidsledighet. For eksempel finner Falch, Hardoy og Røed (2012) at en reduksjon i maksimal dagpengeperiode i 2003 og 2004 førte til at arbeidsledige i Norge kom raskere tilbake i jobb. Lalive (2008) finner tilsvarende i Østerrike, der en økning i maksimal dagpengeperiode førte til lengre ledighet blant arbeidsledige. Søketeori er et godt utgangspunkt for å forstå mekanismen bak denne sammenhengen. Arbeidsledige vil akseptere et jobbtilbud dersom verdien av jobbtilbudet er høyere enn verdien av å være arbeidsledig. Et viktig konsept er reservasjonslønnen. Dette er den laveste lønnen en arbeidsledig er villig til å akseptere. Til grunn for beslutningen om å akseptere et jobbtilbud eller fortsette å søke etter jobb ligger det en vurdering av kostnadene og forventet inntektsgevinst ved å fortsette å søke. Dette kommer an på hvor mange jobbtilbud den ledige får, hvilke jobbtilbud den arbeidsledige forventer å få i fremtiden og varigheten og størrelsen på arbeidsledighetstrygden eller annen inntektssikring. Jo høyere stønaden er, jo høyere er reservasjonslønnen. Arbeidsledige som mottar dagpenger kan være mer selektive i hvilket jobbtilbud de takker ja til, og de forblir arbeidsledige lengre (Mortensen 1977). For arbeidsledige som ikke mottar dagpenger er det motsatt effekt. Jo høyere utbetalingen er, jo mer attraktivt er det for de som ikke har dagpengerettigheter å opparbeide seg slike rettigheter. Dette betyr at jo høyere utbetalingen er, jo høyere er sannsynligheten for overgang til jobb blant de som ikke har dagpengerettigheter.

Økt sannsynlighet for overgang til jobb når dagpengeperioden nærmer seg slutten er et empirisk funn som går igjen i flere land, for eksempel i USA (Katz & Meyer 1990). Røed og Zhang (2005) finner det samme mønsteret i Norge. Dette henger antakelig sammen med at søkeintensiteten blir høyere og kravene til lønnstilbud lavere når man nærmer seg slutten på maksimal dagpengeperiode. Økt sannsynlighet for overgang til sykepenger når det nærmer seg slutten på dagpengeperioden er også et empirisk funn, både i Norge (Henningsen 2008; Falch mfl. 2012) og i Sverige (Larsson 2006). Utover de mulige negative helseeffektene av å være arbeidsledig er det også økonomiske insentiver i ordningene til å bli urettmessig sykemeldt mens man er arbeidsledig, fordi overgang fra dagpenger til sykepenger er en måte å forlenge dagpengeperioden på både i Norge og Sverige. Også andre trygdeytelser kan brukes som inntektssikring når dagpengene faller bort, og i Norge er sosialhjelp en mulig inntektssikring.

Varighetsavhengighet

Flere studier dokumenterer at overgang til arbeid går ned med økende varighet av ledighetsperioden. Kaitz (1970) var en av de første til å dokumentere at jo lengre folk i USA var arbeidsledige, jo mindre sannsynlig var det å komme i jobb. Dette finner også Røed og Zhang (2005) i Norge. Det er flere mulige forklaringer bak denne sammenhengen. Humankapitalen forringes når man blir arbeidsledig og forringes ytterligere i løpet av tiden man er arbeidsledig. Samtidig er det studier som peker på at søkeintensiteten går ned jo lengre man går ledig (Krueger & Mueller 2011). Det kan også skyldes at personer som har gått ledige lenge oppfattes som mindre attraktive av potensielle arbeidsgivere, slik for eksempel Eriksson og Rooth (2011) finner i Sverige. Dersom sannsynligheten for å få jobb går ned jo lengre en person har vært arbeidsledig, snakker man om en negativ varighetsavhengighet.

Samtidig som sannsynligheten for overgang til arbeid går ned med økende varighet av ledighetsperioden, finner Røed og Zhang (2005) en såkalt positiv varighetsavhengighet i overgang til langvarig sykemelding og uføretrygd. Det innebærer at det å være arbeidsledig lenge gir høyere sannsynlighet for overgang til en helserelatert ytelse. I tillegg til de negative helseeffektene av det å miste jobben er det også et innslag av substitusjon mellom dagpenger og helserelaterte ytelser, da noe av tilgangen til uføreytelser kan forklares av mangel på passende arbeid for personer som har blitt arbeidsledige (se for eksempel Rege, Telle & Votruba 2009; Bratsberg, Fevang & Røed 2013). Ifølge estimater i Bratsberg mfl. (2013) fører det å miste jobben til en dobling i sannsynligheten for å bli uføretrygdet for menn.

Data og metode

Vi bruker registerdata fra NAV over arbeidsledige i alderen 18–65 år. For at de arbeidsledige skal registreres i NAVs registre, må de sende meldekort hver 14. dag. De som ikke har rett til dagpenger, vil i mindre grad være registrert som arbeidsledige, noe som blant annet synligjøres av at Arbeidskraftsundersøkelsen til SSB (AKU) har langt flere ledige enn de som er registrert hos NAV. Selv om mange er arbeidsledige uten å sende meldekort til NAV, er det også veldig mange som sender meldekort selv om de ikke har rett til å motta dagpenger. Incentivene til å sende meldekort når det ikke utløser rett til dagpenger kan være at de får andre tjenester fra NAV, for eksempel veiledning eller kurs, eller at de får økonomiske ytelser fra NAV som det er knyttet aktivitetskrav til, som for eksempel sosialhjelp eller overgangsstønad.

Utvalget vårt er de som registrerte seg som helt arbeidsledige i perioden juli 2010 til desember 2016. Vi følger disse frem til juli 2017. Datasettet består av 562 775 forløp (tabell 1, s. 220). Utvalget inkluderer kun personer som ikke har vært arbeidsledige i løpet av de siste 18 månedene i forkant av ledighetsperioden. Grunnen til at vi har denne restriksjonen er at vi bare vil inkludere ‘nye’ tilfeller av arbeidsledige. Ulempen ved dette er at de som går mye inn og ut av ledighet, er underrepresentert i vårt utvalg. Vi har løpende opplysninger om hvilke rettigheter den enkelte har til dagpenger.

Vi konstruerer et individpanel med et bredt sett av opplysninger på individnivå for hver måned i perioden vi observerer. Følgende individvariabler er inkludert i modellen: alder, kjønn, sivilstatus, om personen har studiekompetanse4, om man har forsørgeransvar for barn, fødeland, trygdehistorikk, inntektshistorikk, bostedsinformasjon, og om de var i høyere utdanning eller ikke seks måneder før de ble arbeidsledige. Vi inkluderer også variabler som endrer seg fra måned til måned mens de er arbeidsledige. Disse er alder, arbeidsledighet i arbeidsmarkedsregionen (målt tre måneder før), om man er sykemeldt eller ikke denne måneden, om man tar høyere utdanning, om man mottar sosialhjelp og om man mottar arbeidsavklaringspenger.

Noen grupper er ekskludert fra vårt datasett. Det gjelder personer som ikke er under risiko for overgang til jobb. For eksempel nye AAP-mottakere som kan starte sitt møte med NAV med å registrere seg arbeidsledig, men som NAV vurderer til å ha for dårlig helse til å være ordinære arbeidssøkere. På grunn av forsinkelser i NAVs registreringer kan det likevel ta noen måneder før disse tas ut av ledighetsregisteret. Vi ekskluderer derfor de som har AAP alle månedene de er registrert som arbeidsledige, men som ikke har AAP før de ble registrert som arbeidsledige. Permitterte er også ekskludert, da disse skiller seg fra ordinære arbeidssøkere. I tillegg til at de ofte forventer å returnere til tidligere arbeidsgiver, er varigheten på ledigheten også påvirket av varighetsbegrensningene i permitteringsregelverket. Vi har også tatt ut de som har rettigheter til dagpenger en kort periode etter militærtjeneste.

Definisjon av overganger

Ledighetsperioden avsluttes dersom den arbeidsledige ikke sender meldekort på én måned (to meldekort etter hverandre innenfor samme måned).5 Unntaket fra dette er dersom de får innvilget AAP. Da fortsetter de å sende meldekort, men de får automatisk en stoppdato og tas ut av ledighetsstatistikken. Vi bruker da denne stoppdatoen som dato for avslutning på ledighetsperioden.

Vi ser på hvilken status de er registrert med seks måneder etter at de har avsluttet ledighetsperioden. Disse overgangene lager vi slik at de er gjensidig utelukkende, og samme person kan bare ha én overgang på ett tidspunkt. Overgangene prioriteres i rekkefølgen 1) død, 2) utvandret, 3) jobb, 4) helserelatert ytelse, 5) utdanning, 6) andre NAV-ytelser, 7) deltidsjobb og 8) ukjent status. Prioriteringen innebærer at dersom en arbeidsledig for eksempel har overgang til jobb og samtidig overgang til en helserelatert ytelse, ser vi bort fra overgangen til ytelsen og registrerer dette som overgang til jobb. Vi tar ikke hensyn til hvor lenge de opprettholder samme status.

For å ha overgang til jobb har vi satt som krav at avtalt arbeidstid må være minimum 20 timer per uke. Med en normalarbeidsuke på 37,5 timer innebærer dette at vi anser det som overgang til jobb også dersom man har overgang til å jobbe deltid. Det er stor forskjell på deltid avhengig av om det er såkalt kort eller lang deltid. I tråd med SSB’s definisjon, er kort deltid inntil 20 timer per uke og lang deltid 20 timer eller mer. Vi skiller ikke mellom lang deltid og heltid, fordi lang deltid antakelig i stor grad er av samme karakter som en heltidsjobb, med tilsvarende arbeidsvilkår og med en stabil arbeidsmarkedstilknytning. Vi gjør likevel en sensitivitetsanalyse og undersøker om resultatene blir annerledes når vi endrer definisjonen av overgang til jobb til også å inkludere kort deltid.

Overgang til en helserelatert ytelse betyr at personen er registrert som mottaker av en helserelatert ytelse fra NAV seks måneder etter avsluttet ledighetsperiode. Dette kan enten være arbeidsavklaringspenger (AAP), uføretrygd eller sykepenger. Fordi vi ikke ønsker å inkludere personer som er kortvarig sykemeldt i ny jobb, har vi bare inkludert sykemeldte som ikke er registrert med en arbeidsgiver mens de mottar sykepenger. De som er sykemeldt hos arbeidsgiver og er registrert med mer enn 20 timer arbeid per uke, defineres som ‘i jobb’.

Overgang til utdanning er definert ved at man er registrert i et utdanningsløp for høyere utdanning (universitet eller høyskole) det samme semesteret. Det er viktig å merke seg at vi ikke har tilgang til data om overgang til videregående utdanning.

I tillegg til de tre overgangene vi fokuserer mest på har vi også identifisert noen andre overganger. Overgang til andre NAV- ytelser innebærer at personen er registrert som mottaker av sosialhjelp, ny dagpengeperiode, individstønad, tiltakspenger, kvalifiseringsstønad, alderspensjon eller stønad til enslig forsørger seks måneder etter avsluttet ledighetsperiode. Det er mange som begynner å motta en slik ytelse, men vi fanger kun opp de som slutter å sende meldekort og dermed slutter å registrere seg som arbeidsledig. I tillegg til overgang til jobb ser vi også på overgang til kort deltid (vi kaller det deltidsjobb). Dette er de som jobber minimum 4 timer per uke og inntil 20 timer. Vi har valgt å ikke fokusere så mye på denne overgangen. Grunnen til dette er at kort deltid i mange tilfeller innebærer dårligere arbeidsvilkår og det er høyere risiko for en ustabil arbeidsmarkedstilknytning (Messenger & Ray 2015). Overgang til «ukjent status» er ikke overgang til noen av kategoriene over. Det betyr at de slutter å melde seg arbeidsledige uten at vi vet grunnen til det. Årsaken kan være at de blir selvstendig næringsdrivende, (ikke registrert) utvandring, svart arbeid eller liknende. Mange er antakelig fortsatt arbeidsledige, men slutter å sende meldekort fordi de ikke opplever å ha noen nytte av det. Det er grunn til å tro at dette stort sett gjelder personer som ikke mottar dagpenger, enten fordi de ikke har hatt rett til dagpenger denne ledighetsperioden eller fordi de har brukt opp retten (allerede mottatt dagpenger i 12 eller 24 måneder). Det er viktig å være klar over denne type seleksjon når man analyserer registrerte ledige.

Overgang til jobb er det vanligste i utvalget vårt. 40 prosent har denne overgangen, mens 6 prosent har overgang til en helserelatert ytelse. Blant disse har mer enn 80 prosent overgang til AAP. At andelen med overgang til uføretrygd er så mye lavere enn overgangen til AAP er ikke så overraskende, da de fleste som begynner å motta uføretrygd er en periode på AAP i forkant.

Fire grupper arbeidsledige

Vi deler de arbeidsledige i grupper avhengig av hvorvidt de har rett til dagpenger eller ikke, og også etter hvor lenge de har rett. Videre deler vi arbeidsledige uten rett til dagpenger i to, avhengig av om de kommer rett fra høyere utdanning eller ikke. Dette gjør vi fordi vi mener det er rimelig å anta at de som kommer rett fra høyere utdanning er svært forskjellige fra resten av gruppen uten dagpengerettigheter med hensyn til mulighet for og motivasjon til å komme i arbeid. Vi sitter da igjen med fire grupper arbeidsledige: 1) de uten dagpengerettigheter (som ikke kommer rett fra høyere utdanning), 2) de uten dagpengerettighet som kommer direkte fra høyere utdanning, 3) de med rett til dagpenger i 12 måneder og 4) de med rett til dagpenger i 24 måneder.

Tabell 1. Deskriptiv statistikk over antall forløp utvalgte variabler
Ikke rett til dagpengerRett til dagpengerTotalt
I utdanning forrige semesterRett til 12 månederRett til 24 måneder
Gruppe 1Gruppe 2Gruppe 3Gruppe 4
Antall forløp i utvalget188 77514 65549 666309 679562 775
Sensurert*2,88 %1,66 %3,02 %4,91 %3,98 %
Død0,06 %0,03 %0,09 %0,13 %0,10 %
Utvandret1,17 %0,48 %1,09 %1,28 %1,20 %
Overgang til fulltidsjobb23,58 %35,32 %38,07 %50,61 %40,04 %
Overgang til helserelatert ytelse6,74 %5,37 %7,04 %5,80 %6,22 %
Overgang til utdanning2,78 %36,65 %4,33 %2,36 %3,57 %
Overgang til andre NAV-ytelser14,54 %2,68 %11,10 %8,21 %10,44 %
Overgang til deltidsjobb8,22 %5,07 %8,13 %4,77 %6,23 %
Overgang til «ukjent status»40,11 %12,76 %27,17 %22,02 %28,30 %
Bakgrunnskjennetegn
Kvinner52,75 %57,11 %52,81 %41,73 %46,80 %
Alder ved tilgang28,626,130,537,033,3
Har barn under 18 år30,45 %20,95 %31,75 %43,82 %37,68 %
Gift25,12 %11,63 %22,37 %33,41 %29,09 %
Andel med studiekompetanse56,20 %94,34 %61,32 %63,54 %61,69 %
Født i Norge50,90 %76,34 %67,66 %71,72 %64,50 %
Arbeidsledighetsnivå 3 måneder før3,49 %3,46 %3,46 %3,51 %3,50 %
Inntekt før de ble arbeidsledige (beregningsgrunnlag for dagpenger målt i G)0,30,52,04,63,1
Antall månedsobservasjoner i paneldatasett942 81732 675297 3902 073 0853 345 967
Månedsobservasjoner med:
-          Sosialhjelp23,75 %14,22 %12,51 %4,45 %10,70 %
-          Sykepenger0,01 %0,00 %0,96 %1,30 %0,89 %
-          AAP0,24 %0,58 %2,58 %1,83 %1,44 %

* Avsluttes ikke i løpet av vår observasjonsperiode (fortsatt arbeidsledige 30.06. 2017)

Forskjeller mellom disse fire ulike gruppene er vist i tabell 1. Andelen med overgang til jobb varierer mye mellom gruppene. I gruppe 1 er andelen norskfødte lavere enn i de andre gruppene, med omlag halvparten født i Norge og over halvparten er kvinner. Gjennomsnittsalderen er under 29 år. I denne gruppen er det bare en fjerdedel (24 prosent) som har overgang til jobb i løpet av perioden vi følger dem mens overgang til helserelaterte ytelser relativt høy, med 7 prosent. 8 prosent har overgang til kort deltidsjobb, mens 15 prosent har overgang til andre NAV-ytelser. Gruppen ser ut til å bestå av personer med større utfordringer på arbeidsmarkedet, da de ofte har overgang til deltidsstilling og trygd. Andelen som mottar sosialhjelp er høy. Personer i denne gruppen mottar sosialhjelp i 24 prosent av månedene de er arbeidsledige. Blant gruppen med rett til dagpenger i maksimalt 12 måneder er også over halvparten kvinner og gjennomsnittsalderen er rundt 30 år, men en høyere andel er født i Norge, og 38 prosent overgang til jobb. Blant de som har rett til dagpenger i maksimalt 24 måneder, er gjennomsnittsalderen langt høyere, med 37 år, og det er en lavere andel kvinner. Sammenliknet med begge de to andre gruppene er det også en høyere andel som har barn under 18 år. De mottar i mindre grad sosialhjelp mens de er arbeidsledige sammenliknet med gruppe 1, men andelen ligger likevel på 4,5 prosent av alle ledighetsmånedene.

I gruppe 1 og 2, men også gruppe 3 og 4 (etter utløpte dagpengerettigheter), er det mange som slutter å sende meldekort selv om de fortsatt er arbeidsledige. I gruppe 1 er det for eksempel 40 prosent som har det vi har kalt «ukjent status» seks måneder etter avsluttet ledighetsperiode. De fleste av disse er antakelig personer som fortsatt er arbeidsledige, men som har sluttet å sende meldekort. I gruppe 4 er andelen mye lavere, men fortsatt betydelig, med 22 prosent.

Modellen

Vi bruker en logaritmisk komplementær panelmodell6 der vi estimerer stykkevis konstant hasard for overgang til jobb, helserelaterte ytelser og utdanning.

Den overgangen vi estimerer settes til 1 (Y=1) og de fire andre overgangene settes til (Y=0). Vi bytter på hvilken overgang som settes lik 1, og estimerer hver overgang separat, overgang 1 i konkurranse med overgang 0. Hasarden til individ i til destinasjonstilstand k i varighetsintervall d, i kalendertid t,θiktd, er definert på følgende måte

Xk er en vektor av forklaringsvariabel som brukes til å forklare variasjon i hasardraten til overgang k. angir individ i sine verdier på denne variabelen, gitt kalendertid t og varighet på arbeidsledighetsforløpet d. Vektoren Xk inkluderer dummyer for arbeidsledighetsperiodens varighet. Vi antar at den estimerte hasarden er konstant innenfor hver måned.

Hasarden for at person i gjør en overgang fra arbeidsledig til destinasjon k i løpet av varighetsmåned d, gitt at han fortsatt er arbeidsledig ved inngangen til varighetsmåned d, er:

, hvor k=1,2.

Estimatet for hver måned er kontrollert for endringer i bakgrunnskjennetegn. Koeffisientene for hver måned t i arbeidsledighetsperioden er estimat på sannsynlighet for overgang k i periode t gitt, alt annet likt. Sannsynlighet er hasarden/(1+hasarden). I figurene regner vi hasarden om til sannsynlighet.

Referansegruppe

Hasarden beregnes for gitte verdier på variablene i modellen (referansegruppe). Hasarden er svært sensitiv for valg av referansegruppe. Vi så i tabell 1 at det er stor forskjell mellom de fire ledighetsgruppene på observerbare kjennetegn. Gjennomsnittet for hele gruppen er 33 år ved starten av ledighetsforløpet, inntekten var 3G året før og det er flest menn. Dette er for eksempel lite representativt for gruppen med ledige uten dagpengerettigheter. Disse er betraktelig yngre, hadde mye lavere inntekt og dessuten er de fleste kvinner. Estimatene blir derfor lite representative for gruppen dersom vi benytter gjennomsnittet på hele populasjonen. Vi bruker derfor gjennomsnittet innenfor hver enkelt ledighetsgruppe som referanse når vi beregner hasarden for gruppen. Referanseverdi for hovedresultatene er vist i vedleggs-tabell 1. Vi har kjørt modellene med alternative referanseverdier for å sjekke hvor robuste resultatene våre er. Vi har også sjekket resultatene med alternative utfallsmål, som flere eller færre timer arbeid, noe som heller ikke endrer våre konklusjoner. Nivået på overgangssannsynlighet endrer seg selvfølgelig, men mønsteret på kurven i løpet av de 30 første månedene etter start er tilnærmet likt.7

Uobserverbar heterogenitet

I hvilken grad man klarer å identifisere varighetsavhengighet kommer an på om man klarer å kontrollere for sammensetningen av arbeidsledige gjennom ledighetsforløpet. Mye av endringen i sannsynlighet gjennom varighetsperioden påvirkes av seleksjon, der de mest motiverte arbeidsledige, de med de beste kvalifikasjonene og de det er størst etterspørsel etter på arbeidsmarkedet forsvinner først til jobb, og de mest sårbare forsvinner først til helserelaterte ytelser. Slik seleksjon vil foregå basert på både observerbare og uobserverbare kjennetegn. De kjennetegnene vi kan observere og som inkluderes i modellen, knytter seg til tidligere inntekt, trygdehistorie i halvåret før ledigheten startet, og ytelser de har mens de er arbeidsledige, med mer. Modellen med stykkevis konstant hasard kontrollerer for endringer i sammensetningen som skyldes slike observerbare kjennetegn. Det betyr at endringene i overgangssannsynlighet ved ulike tidspunkt i varighetsperioden ikke skyldes at for eksempel de med høy tidligere inntekt «forsvinner» først fordi de er mest attraktive, fordi modellen krever at de som er igjen i siste måned har samme kjennetegn som i første måned. Sagt på en annen måte, så er referansegruppen den samme i løpet av hele varighetsperioden.

Det kan være at en del observerbare kjennetegn, for eksempel inntekt, det å motta sosialhjelp, eller trygdehistorie, korrelerer med uobserverbare egenskaper som motivasjon og hvor ettertraktet en person er i arbeidsmarkedet. I den grad de gjør det, har vi delvis kontrollert for disse fordi inntekt, det å motta sosialhjelp, har studiekompetanse og trygdehistorie da fungerer som en indikator på motivasjon og attraktivitet og sårbarhet. I tillegg til dette antar vi at det er mye uobserverbar heterogenitet knyttet til hvilken gruppe av arbeidsledige man tilhører. Vi har derfor valgt å gjøre analysen på hver gruppe separat etter hvilke dagpengerettigheter de har, og om de kommer direkte fra utdanning. Resultatene fra analysen er derfor ikke sammenliknbare på tvers av gruppene. Dersom man ignorerer uobserverbar heterogenitet, vil man overestimere varighetsavhengighet (Nicoletti & Rondinelli 2010). Vi kan ikke utelukke at vi overestimerer varighetsavhengighet og estimerer spuriøs negativ varighetsavhengighet. Vi må derfor lene oss på litteratur som har funnet det samme, for å sannsynliggjøre våre funn. Koeffisientene vi estimerer påvirkes av korrelasjon med uobserverte egenskaper og er derfor ikke forventningsrette, så disse gjengis ikke i artikkelen.

Resultater

Vi ser på fire grupper arbeidsledige. Gruppe 1 er arbeidsledige uten dagpengerettighet (ikke direkte fra høyere utdanning). Gruppe 2 er arbeidsledige uten dagpengerettighet som kommer direkte fra høyere utdanning. Gruppe 3 består av arbeidsledige med rett til dagpenger i 12 måneder, og gruppe 4 av arbeidsledige med rett til dagpenger i 24 måneder.

Figur 1 viser estimert overgangssannsynlighet for overgang til jobb, utdanning og helserelaterte ytelser for hver måned man er arbeidsledig for hver av de fire gruppene. Vi beregner sannsynligheten for overgang for hver måned opp til maksimalt 30 måneder.8 Sannsynlighetene er beregnet for en referansegruppe som ikke endrer seg fra måned til måned. Det vil si at de ikke blir eldre, de har samme tidligere inntekt, de har studiekompetanse osv. i hele perioden. Fordi referansegruppen er forskjellig i hver av ledighetsgruppene (jf. vedleggstabell 1), kan ikke nivået på overgangssannsynlighetene sammenliknes på tvers av gruppene.

For de uten rett til dagpenger (gruppe 1) er sannsynligheten for overgang til både jobb, helserelaterte ytelser og utdanning ganske stabil over tid, når man ser bort fra de første månedene der sannsynligheten mer enn halveres for de fleste overganger og grupper. For de uten rett, som kommer rett fra utdanning (gruppe 2), faller sannsynligheten gjennom hele det første året, og etter det er gruppen for liten til at vi kan estimere det. For de med rett til dagpenger ser vi at sannsynlighet for overgang til jobb, helserelaterte ytelser og utdanning øker markert når retten til dagpenger løper ut ved 12 og 24 måneder (figur 1). Dette gjelder også for de andre overgangene, NAV-ytelser, deltidsjobb og «ukjent status» (figur V1, V2 og V3 i Vedlegg). Overgang til «ukjent status» er aller vanligst i gruppe 1, blant de som ikke har rett til dagpenger. Dette er nok i all hovedsak å slutte å sende meldekort selv om man fremdeles er arbeidsledig. Etter at svært mange slutter å registrere seg i løpet av de seks første månedene, er andelen som har overgang til «ukjent status» ganske stabil blant de uten rett til dagpenger.

Av overgangene jobb, helserelaterte ytelser og utdanning er overgang til jobb den vanligste overgangen for arbeidsledige, uavhengig hvilken ledighetsgruppe de hører til (figur 1). Dernest kommer overgang til helserelaterte ytelser. Gruppe 2 er et unntak. For denne gruppen er det like vanlig eller vanligere å returnere til høyere utdanning som å ha overgang til jobb i løpet av det første året.

Sannsynligheten for overgang til jobb for arbeidsledige med rett til dagpenger (gruppe 3 og 4) er høy i starten, men faller i løpet av dagpengeperioden. Dette betyr at jo lenger en person er arbeidsledig, jo lavere er sannsynligheten for overgang til jobb, alt annet likt. Dette indikerer en negativ varighetsavhengighet. Dette er i tråd med Røed og Zhang (2005), som fant at sannsynligheten for overgang til arbeid blant arbeidsledige i Norge mellom 1992 og 1997 gikk ned med økende varighet av ledighetsperioden. Sannsynligheten for overgang til jobb øker sterkt senere i forløpet, men økningen er nært knyttet til utløp av dagpengene. For ledige i gruppe 3 skjer økningen rundt 12 måneder, mens for ledige i gruppe 4 skjer den ved 24 måneder. En slik sterk økning i overgangssannsynlighet når det nærmer seg slutten på dagpengeperioden er et kjent fenomen (se for eksempel Røed & Zhang 2005).

Figur 1. Estimert sannsynlighet for overgang til jobb, helserelaterte ytelser og utdanning for grupper av arbeidsledige (gruppe 1–4)

For ledige som ikke har rett til dagpenger (gruppe 1 og 2) faller også sannsynligheten for overgang til jobb raskt i starten av ledighetsperioden, men mønsteret etter om lag et halvt år er ulikt avhengig av om den ledige kommer rett fra utdanning eller ikke. For ledige som kommer rett fra utdanning (gruppe 2) fortsetter overgangssannsynligheten å falle, og mønsteret ligner mønsteret for ledige med dagpenger. For ledige uten rettigheter, og som ikke kommer rett fra utdanning (gruppe 1), ser det ikke ut til å være en slik negativ varighetsavhengighet i sannsynligheten for overgang til jobb. Etter omtrent seks måneder stabiliseres overgangssannsynligheten. Dette mønsteret endrer seg ikke dersom utfallet endres til å inkludere deltidsjobb.

Med unntak av arbeidsledige i gruppe 2 er sannsynligheten for overgang til helserelaterte ytelser nesten like høy som sannsynligheten for overgang til jobb helt i starten av forløpet. For ledige med rett til dagpenger (gruppe 3 og 4) faller overgangssannsynligheten veldig raskt i starten, er stabil en lang periode for så å øke. Også her ser overgangssannsynligheten ut til å være nært knyttet til dagpengeperioden, da økningen først skjer omkring tidspunktet for utløp av dagpengerettighetene. Til forskjell fra sannsynligheten for overgang til jobb, er økningen i sannsynligheten for overgang til helserelaterte ytelser ikke midlertidig, men fortsetter å øke i perioden etter at dagpengene har løpt ut. Derfor vurderer vi varighetsavhengigheten for overgang til helserelaterte ytelser til å være positiv for arbeidsledige med dagpenger. Dette er også i tråd med funn i Røed & Zhang (2005). Dette mønsteret gjelder også for ledige i gruppe 2, mens arbeidsledige i gruppe 1 skiller seg ut. For denne gruppen er overgangssannsynligheten til helserelaterte ytelser uendret eller faller svakt over tid.

Det ser også ut til å være negativ varighetsavhengighet i overgang til utdanning for alle gruppene bortsett fra de som har rett til dagpenger i 24 måneder (gruppe 4). For denne gruppen øker sannsynligheten for overgang til utdanning når dagpengerettighetene løper ut, noe den ikke gjør for de med rett til dagpenger i 12 måneder (figur 1 og 2).

Vi har også sett på hvordan nivået på sannsynligheten endrer seg sammenliknet med første måned for hver av gruppene (figur 2). For alle grupper faller sannsynlighet for overgang til jobb mest de første 3 månedene (figur 2). For de uten rett til dagpenger (gruppe 1) stabiliseres sannsynligheten for overgang til jobb etter et halvt år på om lag halvparten av det nivået den var på i starten av ledighetsforløpet. For alle grupper faller overgang til helserelaterte ytelser kraftig første halvår (figur 2). For de som kommer rett fra utdanning, så skjer dette fallet i sannsynlighet noen måneder senere. For de med rett til dagpenger (gruppe 3 og 4) øker også overgang til deltidsjobb (under 20 timer) og «ukjent status» kraftig når retten til dagpenger løper ut (figur v2 i vedlegg).

Figur 2. Indeks for endring i estimert sannsynlighet for overgang til jobb, helserelaterte ytelser og utdanning for grupper av arbeidsledige (gruppe 1–4). Sannsynlighet i måned 1=1

Når vi ser bort i fra den midlertidige økningen i forbindelse med at rettighetene til dagpenger løper ut, ser vi at i gruppe 3, med rett til dagpenger i 12 måneder, så faller overgangssannsynlighet til jobb, utdanning og helserelaterte ytelser det første året. Etter at rettighetene løper ut, så blir sannsynlighet for overgang til jobb stadig lavere, mens overgangssannsynlighet til helserelaterte ytelser øker svakt etter at dagpengerettighetene løper ut, og fortsetter å øke det påfølgende året. I gruppe 3 faller likevel sannsynligheten for overgang til jobb relativt sett mindre enn i gruppe 4, til et nivå omtrent på 50 prosent av det det var den første ledighetsmåneden, mens i gruppe 4, som har rett til dagpenger i 24 måneder, faller sannsynligheten for jobb til om lag 25 prosent av det den var initialt. For gruppe 4 så ser vi at overgangssannsynlighet til utdanning faller jevnt gjennom hele perioden helt til rettighetene løper ut. Etter at rettighetene har løpt ut, ser vi at sannsynligheten for overgang til utdanning øker kraftig. I gruppe 4 faller overgang til helserelaterte ytelser relativt sett mer enn sannsynligheten for overgang til utdanning og jobb.

Diskusjon

I denne artikkelen undersøker vi hvordan sannsynligheten for overgang til jobb, helserelaterte ytelser og høyere utdanning endres gjennom ledighetsperioden for arbeidsledige med ulike rettigheter til dagpenger og finner betydelige forskjeller i når og hvilke overganger de gjør.

Felles for gruppene er at sannsynligheten for alle overganger faller kraftig de første par månedene. For overgang til jobb fortsetter den fallende tendensen for alle gruppene, bortsett fra blant de uten rett til dagpenger. At sannsynligheten faller kan skyldes negativ varighetsavhengighet, i tråd med funn i blant annet Røed & Zhang (2005). Negativ varighetsavhengighet i sannsynlighet for overgang til jobb tyder på at effekten av fallende reservasjonslønn ikke er dominerende, siden fallende reservasjonslønn isolert sett vil øke sannsynligheten for overgang til arbeid. At sannsynligheten for overgang til jobb går ned jo lenger man er arbeidsledig, kan skyldes flere forhold, blant annet at søkeintensiteten går ned jo lengre man går ledig, slik Krueger og Mueller (2011) finner i sin studie fra USA. Det kan også skyldes at humankapitalen forringes i løpet tiden man er arbeidsledig og at personer som har gått ledige lenge, oppfattes som mindre attraktive av potensielle arbeidsgivere, slik for eksempel Eriksson og Rooth (2011) finner i Sverige. For gruppe 1, som består av ledige uten rett til dagpenger og som ikke kommer rett fra utdanning, stabiliserer overgang til jobb seg etter fallet de første seks månedene av ledighetsperioden. Dette er overraskende for oss, vi forventet at sannsynligheten for overgang til jobb ville falle mer i løpet av hele perioden vi følger dem. Dette kan tolkes som at humankapitalen ikke forringes så mye i denne gruppen. Det kan også tolkes som at de er spesielt motivert til å ta arbeid, fordi de har mye å tjene på å få arbeid. Dette resultatet kan også komme av seleksjon i denne gruppen. De fortsetter å sende meldekort til NAV måned etter måned, selv om de ikke har rett til dagpenger. Dette kan bety at de som er igjen i gruppen er spesielt motiverte og aktive jobbsøkere som ønsker all den hjelpen de kan få fra NAV ved å fortsette å registrere seg som arbeidsledig.

For begge grupper med rett til dagpenger (gruppe 3 og 4) så ser vi at mønsteret i alle overgangene er preget av varighetsbestemmelsene i regelverket, med kraftig økt overgangssannsynlighet i forbindelse med at rettigheten løper ut. Økningen tyder på en atferdsendring blant arbeidsledige når det nærmer seg slutten på dagpengeperioden. Dette kan skyldes flere ting, blant annet at arbeidsledige intensiverer jobbsøkingen når det nærmer seg slutten på dagpengene eller at reservasjonslønnen faller kraftig mot slutten og at arbeidsledige derfor er villige til å takke ja til lønnstilbud de tidligere mente var for lave. På samme måte kan de være villige til å godta en deltidsjobb eller de kan bli tilbudt en annen NAV-ytelse.

For de med rett til dagpenger i 24 måneder finner vi en negativ varighetsavhengighet for overgang til utdanning, men en økning i sannsynlighet for mot slutten av dagpengeperioden. I en analyse av mobilitet blant dagpengemottakere som har rett til dagpenger i 24 måneder, finner Kann, Dokken, Sørbø og Yin (2018) at sannsynligheten for å flytte og bytte yrke øker når dagpengeperioden går mot slutten. Resultatene på yrkesmessig mobilitet kan til dels sammenliknes med overgang til utdanning; man prøver å få seg jobb innen det yrket man hadde før man ble ledig, men når man har prøvd lenge uten å lykkes innser man at man må prøve seg innen et annet yrke. I tillegg til at det tar tid å finne ut av hvilke sjanser man har på arbeidsmarkedet med sin nåværende utdanning, er det også økonomiske incentiver som påvirker når man eventuelt skal ta ytterligere utdanning. Slik regelverket for dagpenger er utformet, skal dagpengemottakere være aktive arbeidssøkere og tilgjengelig for å ta arbeid. Dersom man er under utdanning, er man ikke tilgjengelig for å ta arbeid, og hovedregelen er derfor at man ikke kan motta dagpenger mens man tar utdanning. For mange vil det derfor være uaktuelt å ta utdanning så lenge man fortsatt har rett til dagpenger, fordi inntektssikringen i de fleste tilfeller da faller bort. Da vurderer kanskje mange arbeidsledige det slik at det er bedre å vente til dagpengerettighetene er brukt opp. Det har vært foreslått av blant annet Raaum-utvalget å gi dagpengemottakere muligheter for å ta utdanning (NOU 2018:13). Dette vil kunne bidra til at ledige ikke går ut dagpengeperioden før de starter på utdanning, slik vi viser at de i stor grad gjør i dag, og det kan også bidra til å motvirke at humankapital forringes og at de arbeidsledige blir mer attraktive på arbeidsmarkedet. Når vi finner at det er lav sannsynlighet for overgang til utdanning i gruppe 3 med 12 måneder dagpengerett og gruppe 1, uten dagpengerettigheter, kan dette være fordi vi kun ser på overgang til høyere utdanning. Mange av de ledige i disse gruppene er ikke kvalifisert for høyere utdanning fordi de ikke har fullført videregående opplæring. Fordi vi kun har data tilgjengelig for overgang til høyere utdanning er det antakelig slik at vi undervurderer overgang til utdanning. Hvis vi også hadde hatt mulighet til å inkludere overgang til videregående utdanning, hadde vi fått et mer helhetlig bilde og antakelig funnet at sannsynligheten for overgang til utdanning var høyere for ledige uten dagpengerettigheter og også for de med rett til dagpenger i 12 måneder.

For overgang til helserelaterte ytelser, finner vi positiv varighetsavhengighet for de med rett til dagpenger, men ikke før dagpengerettighetene løper ut. Til tross for en positiv varighetsavhengighet er sannsynligheten for overgang til en helserelatert ytelse relativt høy helt i starten av forløpet. Dette er som forventet, da personer med helseutfordringer antakelig blir avklart relativt raskt når de kommer i kontakt med NAV i forbindelse med at de har blitt arbeidsledige. Det er en del personer med helseproblemer som har fungert godt i den jobben de har hatt, men som likevel vil ha problemer med å finne ny jobb. Helseproblemene de har kan gjøre at de har rett til en helserelatert ytelse. I tillegg til de negative helseeffektene av det å miste jobben og gå arbeidsledig, er det antakelig også innslag av substitusjon mellom dagpenger og helserelaterte ytelser, da årsaken til at man kommer inn på helserelaterte ytelser ofte er mangel på passende arbeid (se for eksempel Rege mfl. 2009; Bratsberg mfl. 2013). Sett i lys av dette er det naturlig at overgang til helserelaterte ytelser øker først når retten til dagpenger løper ut, fordi de da må over på en annen inntektssikring enn dagpenger. For gruppe 1, som består av ledige uten rett til dagpenger, ser vi ikke en slik økning i sannsynlighet for overgang til helserelaterte ytelser ettersom varigheten på ledighetsperioden blir lengre. Dette er overraskende. Vi hadde forventet å finne en positiv varighetsavhengighet i denne gruppen, slik vi gjør for de med rett til dagpenger etter at dagpengeperioden løper ut. En mulig forklaring kan være at disse i stor grad blir avklart for eventuell helserelatert ytelse før de registrerer seg som arbeidsledig når de henvender seg til NAV.

Vedlegg

Tabell V1. Referanseverdi for hver dagpengegruppe
Gruppe 1
Ikke rett: ikke fra utdanning
Gruppe 2
Ikke rett: fra utdanning
Gruppe 3
Rett i 12 måneder
Gruppe 4
Rett i 24 måneder
Arbeidsledighetsnivå i % (3 mnd. før)3,53,43,53,5
Alder mens de er arbeidsledige31,328,833,439,6
KvinneJaJaJaNei
SivilstatusUgiftUgiftUgiftUgift
Tidligere inntekt målt i G (1 G=93 634 kr i 2017)0,30,52,04,6
Har studiekompetanseJaJaJaJa
Sykemeldt mens de er arbeidsledigeNeiNeiNeiNei
Mottar sosialhjelp mens de er arbeidsledigeNeiNeiNeiNei
Mottar AAP mens de er arbeidsledigeNeiNeiNeiNei
NAV-ytelse 6 måneder førNeiNeiNeiNei
NAV-ytelse 2 måneder førNeiNeiNeiNei
FylkeOsloOsloOsloOslo
Startmåned for ledighetJanuarJanuarJanuarJanuar
LandbakgrunnInnvandrerNorskNorskNorsk
Har barnNeiNeiNeiNei
SenterstrukturkategoriStor byStor byStor byStor by
Figur V1. Estimert sannsynlighet for overgang til andre NAV-ytelser, deltidsjobb og ukjent status for grupper av arbeidsledige (gruppe 1–4)

Figur V2. Indeks for overgang til andre NAV-ytelser, deltidsjobb og ukjent status for grupper av arbeidsledige (gruppe 1–4)

Figur V3. Sannsynlighet og indeks (endring i sannsynlighet) for overgang til ukjent status for grupper av arbeidsledige (gruppe 1-4). Sannsynlighet i måned 1=1

Referanser

Bratsberg, B., Fevang, E. & Røed, K. (2013). Job loss and disability insurance. Labour Economics, 24, 137–150. DOI: https://doi.org/10.1016/j.labeco.2013.08.004

Eriksson, S. & Rooth, D. O. (2011). Do employers use unemployment as a sorting criterion when hiring? Evidence from a field experiment. IZA Discussion Paper, no. 6235.

Falch, N. S., Hardoy, I. & Røed, K. (2012). Analyse av en dagpengereform: Virkninger av forkortet dagpengeperiode. Søkelys på arbeidslivet, 29, 181–197.

Henningsen, M. (2008). Benefit shifting: The case of sickness insurance for the unemployed. Labour Economics, 15, 1238–1269. DOI: https://doi.org/10.1016/j.labeco.2007.12.001

Kaitz, H. (1970). Analyzing the length of spells of unemployment. Monthly LaborReview, 93, 11–20. Hentet fra https://www.jstor.org/stable/41837841

Kann, I. C., Dokken, T., Sørbø, J. & Yin, J. (2018). Geografisk og yrkesmessig mobilitet blant arbeidssøkere. Arbeid og velferd, 1/2018, 83–105.

Katz, L. & Meyer, B. D. (1990). The impact of the potential duration of unemployment benefits on the duration of unemployment. Journal of Public Economics, 41, 45–72. DOI: https://doi.org/10.1016/0047-2727(92)90056-L

Krueger, A. B. & Mueller, A. (2011). Job search, emotional well-being and job finding in a period of mass unemployment: Evidence from high-frequency longitudinal data. Brookings Papers on Economic Activity, spring, 1–57.

Lalive, R. (2008). How do extended benefits affect unemployment duration? A regression discontinuity approach. Journal of Econometrics, 142, 785–806. DOI: https://doi.org/10.1016/j.jeconom.2007.05.013

Larsson, L. (2006). Sick of being unemployed? Interactions between unemployment and sickness insurance. Scandinavian Journal of Economics, 108, 97–113. DOI: https://doi.org/10.1111/j.1467-9442.2006.00443.x

Messenger, J. C. & Ray, N. (2015). The ’deconstruction’of part-time work. I J. Berg. (red.) Labour Markets, Institutions and Inequality: Building Just Societies in the 21st Century, kap. 7 (s. 184–208). England og USA: Edward Elgar Publishing.

Mortensen, D. T. (1977). Unemployment insurance and job search decisions. Industrial and Labor Relations Review, 30, 505–517. DOI: https://doi.org/10.1177/001979397703000410

Nicoletti, C. & Rondinelli, C. (2010). The (mis)specification of discrete duration models with unobserved heterogeneity: A Monte Carlo study. Journal of Econometrics, 159, 1–13. DOI: https://doi.org/10.1016/j.jeconom.2010.04.003

NOU, Norges offentlige utredninger (2018:13). Voksne i grunnskole- og videregående opplæring. Finansiering av livsopphold. Oslo: Kunnskapsdepartementet.

Rege, M., Telle, K. & Votruba, M. (2009). The effect of plant downsizing on disability pension utilization. Journal of European Economic Association, 7, 754–785. DOI: https://doi.org/10.1162/JEEA.2009.7.4.754

Røed, K. & Zhang, T. (2005). Unemployment duration and economic incentives – a quasi random-assignment approach. European Economic Review, 49, 1799–1825. DOI: https://doi.org/10.1016/j.euroecorev.2004.04.001

1Vi er takknemlige for tilbakemeldinger og kommentarer fra kollegaer i NAV, deltakere på Trygdeforskningsseminaret i Bergen i november 2018 og samfunnsøkonomenes forskermøte i Tromsø i januar 2019, fra redaktør og en anonym konsulent. Takk til Ola Thune for tilrettelegging av data.
2Grunnbeløpet (G) er kr 96 883 per 1. mai 2018.
3Dette ble utvidet til seks måneder 1. januar 2018, men det påvirker ikke vår analyse siden vi ikke følger de arbeidsledige lenger enn til juli 2017.
4Utdanningsvariabelen NAV har er selvoppgitt utdanning på cv’en de arbeidsledige fyller ut når de registrerer seg som arbeidsledig. Den er av varierende kvalitet, og vi har valgt å ikke bruke alle nivåene, men aggregere den til en binær variabel som forteller om den arbeidsledige med høy sannsynlighet har studiekompetanse eller ikke (fullført videregående skole eller høyere utdanning).
5En meldekortsperiode varer i 14 dager. Hvis en arbeidsledig unnlater å sende ett meldekort, skjøtes perioden. Dersom to meldekort innen samme kalendermåned uteblir, anses ledighetsperioden som avsluttet.
6Cloglog i STATA- komplementær log-log form av grupperte hasarder som håndterer sensureringsindikator som en binær variabel (modellen vi har benyttet er den samme som xtloglog siden vi har alle periodene som dummy-variabler).
7Resultatene fra robusthetstestene er ikke vist, men er tilgjengelige på forespørsel.
8Vi kutter estimatene tidligere når konfidensintervallet blir så stort at resultatene ikke gir mening.

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