Ökar deltagande i aktivitetsgarantin möjligheten till arbete?: En utvärdering av ett arbetsmarknadspolitiskt program i Sverige

(1)

NATIONALEKONOMISKA INSTITUTIONEN Uppsala universitet

Examensarbete C

Författare: Philip Fridborn Handledare: Per Johansson Höstterminen 2006

ÖKAR DELTAGANDE I AKTIVITETSGARANTIN MÖJLIGHETEN TILL ARBETE?

EN UTVÄRDERING AV ETT ARBETSMARKNADSPOLITISKT PROGRAM I SVERIGE

(2)

ÖKAR DELTAGANDE I AKTIVITETSGARANTIN MÖJLIGHETEN TILL ARBETE?

EN UTVÄRDERING AV ETT ARBETSMARKNADSPOLITISKT PROGRAM I SVERIGE

Philip Fridborn^TPF^♦^FPT

Sammanfattning

Aktivitetsgarantin är ett arbetsmarknadspolitiskt program som startades i Sverige den första augusti år 2000. I den här uppsatsen skattas aktivitetsgarantins effekt på sannolikheten att erhålla arbete. För att utvärdera den genomsnittliga effekten används en matchningsestimator eftersom programmet inte hade en experimentell utformning. De empiriska resultaten är något varierande, men ett entydigt stöd för att deltagande i aktivitetsgarantin medför ökad sannolikhet till arbete är svårt att finna. Däremot visar det sig att om arbetslösheten fortgår under åtminstone 6 månader efter samplingsperioden hittas positiva effekter av deltagande i aktivitetsgarantin.

Nyckelord: arbetsmarknadspolitiskt program, utvärdering, matchning, propensity score.

TP

♦

PT Ett stort tack till Per Johansson vid IFAU och nationalekonomiska institutionen för kommentarer, förslag och framförallt uppmuntran under arbetet med uppsatsen. Tack även till Linus Lindqvist på IFAU för all hjälp med programmeringen i SAS.

(3)

INNEHÅLLSFÖRTECKNING

1. INTRODUKTION OCH SYFTE 1

2. BAKGRUND 3

3. IDENTIFIKATION OCH METODOLOGI 5

3.1 Identifikation 5

3.2 Alternativt utvärderingssätt 7

3.3 Metodologi 8

4. DATA OCH DESKRIPTION 9

4.1 Urvalsförfarande och utfallsvariabler 9

4.2 Deskription av variablerna 12

4.3 Utfall 15

5. EMPIRISKA SKATTNINGAR 16

5.1 Effekten av aktivitetsgarantin 17

6. SLUTSATSER 21

REFERENSER 22

APPENDIX 23

(4)

1. INTRODUKTION OCH SYFTE

Aktivitetsgarantin är ett arbetsmarknadspolitiskt program som startades i Sverige den första augusti år 2000. Orsaken till att programmet infördes var att ett stort antal arbetssökande under lång tid hade haft svårt att etablera sig på arbetsmarknaden och att dessa hade fastnat i en rundgång mellan öppen arbetslöshet och arbetsmarknadsåtgärder. Det huvudsakliga syftet med att införa aktivitetsgarantin var därför att väsentligen förbättra dessa personers möjlighet att erhålla arbete på den reguljära arbetsmarknaden, men även att motverka långa inskrivningstider och återinskrivningar hos arbetsförmedlingen. Med andra ord är aktivitetsgarantin därför ett arbetsmarknadspolitiskt program som framförallt riktas till personer som är eller riskerar att bli långtidsarbetslösa. (Hägglund (2002) s. 5)

Utvärdering av arbetsmarknadspolitiska programs effekt inbegriper framförallt två problem.

Det första är det kontrafaktiska utfallet, vilket innebär att det är omöjligt för en person att under en och samma tidsperiod både delta i programmet och stå utanför. Detta bortfallsproblem gör att det aldrig exakt går att säga hur det hade gått om en deltagare inte hade deltagit i programmet. Däremot kan den genomsnittliga effekten av programmet uppskattas genom att jämföra individer som deltar med individer som inte deltar i programmet. Detta leder in till den andra svårigheten att uppskatta effekten av arbetsmarknadspolitiska program; nämligen selektion. I en experimentsituation delas populationen in i två grupper där den ena gruppen får behandling och den andra gruppen inte får behandling. Indelningen sker slumpmässigt för att förväntningsriktigt skatta behandlingens effekt. För att mäta effekten av aktivitetsgarantin är det därför idealiskt om individer på ett randomiserat sätt anvisas till programmet – oavsett individkaraktäristika och preferenser. I en sådan situation kan programeffekten direkt skattas eftersom det inte finns någon selektion till programmet – varken på observerbara eller ej observerbara faktorer.

Som nämnts är aktivitetsgarantin avsedd för individer som är eller riskerar att bli långtidsarbetslösa. Det innebär att individer med en lång arbetslöshetshistoria i högre grad hänvisas till garantin än andra, vilket gör att anvisningarna till programmet troligen inte är slumpmässig bland de arbetslösa. Detta gör det svårare att särskilja och skatta programeffekten eftersom programdeltagarnas individkaraktäristika skiljer sig från de som inte deltar i programmet. Tas inte det hänsyn till kommer estimaten därför bli inkonsistenta.

För att konsistent skatta programeffekten kan så kallade matchningsmetoder användas.

Kortfattat går matchningen ut på att para ihop varje programdeltagare med icke deltagande

1

(5)

personer vars observerade karaktäristika är likartade. För att det ska vara möjligt att matcha krävs således att det finns tillgång till rik information om varje individ. Exempel på studier där matchningsmetoder tillämpas på svenska data är Forslund, Johansson & Lindqvist (2004), där effekten av anställningsstödet analyseras. Larsson (2002) är ett annat exempel där bland annat två olika arbetsmarknadspolitiska program för ungdomar utvärderas. Ett tredje exempel är Sianesi (2001) som analyserar behandlingseffekten av arbetsmarknadspolitiska program på både kort och lång sikt.

Ett par tidigare studier i syfte att utvärdera aktivitetsgarantin har gjorts. I Hägglund (2002) studeras effekten av aktivitetsgarantin med durationsanalys. Hägglund kommer fram till att aktivitetsgarantin har positiv inverkan på sannolikheten att erhålla subventionerade arbeten, det vill säga arbeten med anställningsstöd. Han finner däremot inte stöd för att aktivitetsgarantin bidrar till ökade möjligheter att erhålla arbete utan anställningsstöd, utan drar slutsatsen att aktivitetsgarantin istället bidrar till att personer som får arbete utan anställningsstöd i högre utsträckning återkommer till arbetslöshet. Delander & Månsson (2005) drar däremot slutsatsen att aktivitetsgarantin både har positiv inverkan på sannolikheten att erhålla subventionerade arbeten och reguljära arbeten, även om effekten är liten.

Syftet med denna uppsats är att skatta effekten av aktivitetsgarantin – om än med en annorlunda ansats än i de ovan nämnda artiklarna av Hägglund (2002) och Delander &

Månsson (2005). Min ansats innebär att den genomsnittliga effekten av aktivitetsgarantin skattas för att avgöra om programmet medför att deltagarna efter ett antal givna tidpunkter har större sannolikhet att erhålla arbete än dem som inte deltar. Med givna tidpunkter menas att de undersökta individernas status, det vill säga om de har arbete eller inte, undersöks vid olika tidpunkter efter undersökningsperioden. Utifrån detta försöker jag ge ett svar på den hypotetiska frågan om det är så att individer som har deltagit i aktivitetsgarantin har högre sannolikhet att erhålla arbete än om de inte hade deltagit i programmet.

Två olika perioder undersöks; dels studeras effekten efter det första halvåret (första augusti år 2000 till 31 december år 2000) efter införandet av aktivitetsgarantin, och dels två år senare (under år 2002). I avsnittet om identifikation och modellspecifikation diskuteras dels modellen och dels hur effekten av aktivitetsgarantin kan fångas upp. De statistiska metoder som används för utvärderingen är dels en matchningsestimator för att försöka eliminera

2

(6)

selektionen till programmet, och dels en enkel probitmodell. Dessa beskrivs närmare i identifikationsavsnittet.

Med detta urvalsförfarande, det vill säga att två godtyckliga perioder undersöks, så används inte all tillgänglig information. Konsekvensen av detta kan därför bli att den skattade programeffekten avviker från den verkliga effekten. En mer fördelaktig ansats skulle därför kunna vara att skatta effekten med durationsanalys för att utnyttja informationen mer effektivt. Med durationsanalys kan både längden på arbetslöshetsperioderna och framförallt övergångsintensiteten från arbetslöshet till arbete jämföras för programdeltagare och kontrollgrupp. Skälet till att en sådan ansats inte används i den här uppsatsen är att längden på arbetslöshetsperioderna är svåra att beräkna vilket gör att arbetet med datamaterialet hade krävt en betydligt större arbetsinsats. Däremot kan resultaten från uppsatsen ge en tydlig antydan på effekten av aktivitetsgarantin och eventuellt ge motivation till en mer fullödig utvärdering av programmet.

Dispositionen är som följer: Avsnitt 2 innehåller en kortare beskrivning av aktivitetsgarantin och dess syften. I avsnitt 3 diskuteras hur den effekt jag är ute efter att skatta är möjlig att identifiera. Detta avsnitt innehåller också ett avsnitt om modellen som används i uppsatsen. I avsnitt 4 beskrivs datamaterialet samt vilka definitioner på utfallsvariabel som används.

Avsnitt 5 innehåller de empiriska resultaten samt analyser av dessa. I avsnitt 6 diskuteras övergripande slutsatser.

2. BAKGRUND

I följande avsnitt förklaras kortfattat vad aktivitetsgarantin är samt vilka skälen och motiveringen för programmet är. För mer utförliga beskrivningar hänvisas till Fröberg &

Persson (2002) samt Prop. 1999/2000:98.

Aktivitetsgarantin kan beskrivas som ett ram- eller paraplyprogram där de ordinarie arbetsmarknadspolitiska programmen ryms. För många inskrivna har de ordinarie åtgärderna inte visat sig effektiva, då vissa arbetslösa har hamnat i en rundgång mellan program och arbetslöshetsersättning. För deltagare i aktivitetsgarantin reduceras möjligheten till rundgång på så sätt att deltagarnas rätt att återgå till en (tidigare) oavslutat ersättningsperiod kraftigt beskärs, eftersom aktivitetsgarantin inte kvalificerar till a-kassa. Programmet infördes i hela

3

(7)

landet från och med den första augusti år 2000. Inom ramen för garantin ska de arbetslösa erbjudas en heltidsaktivitet till dess att de kan få ett arbete eller påbörjar en utbildning inom det reguljära utbildningssystemet. (Prop. 1999/2000:98)

Målsättningen med aktivitetsgarantin är att stärka deltagarnas ställning på arbetsmarknaden och undvika att de marginaliseras. Garantin har fyra syften (Prop. 1999/2000:98):

- Ska ge den arbetslöse en stabil och uthållig aktivitet fram till en anställning på den öppna marknaden, eller som ett steg på vägen till ett sådant arbete, eller en utbildning i det reguljära utbildningssystemet.

- Ska bryta rundgången mellan åtgärder och öppen arbetslöshet genom att den arbetslöse erbjuds en heltidsaktivitet, eller en aktivitet på den tid den arbetslöse söker arbete. Aktivitetsgarantin innebär en särskilt aktiv arbetsmarknadspolitik som präglas av att den arbetslöse har tätare kontakt med sin arbetsförmedlare och deltar i ett mer sammanhållet program.

- Ska säkerställa att den arbetslöse aktivt söker arbete under den tid som tillbringas i praktik, utbildning eller anställning med särskilt anställningsstöd. Detta för att motverka att olika arbetslöshetskulturer utvecklas.

- Ska underlätta att utveckla metoder som gör det lättare att aktivera de som drabbas av glesbygdens strukturproblem och de större städernas segregation där utrikes födda har en mycket låg sysselsättningsnivå.

Det är förstås svårt att svara på om alla fyra syftena har uppfyllts, och det är inte heller syftet med uppsatsen. För att återknyta till uppsatsens syfte, är meningen att svara på frågan om deltagarna i aktivitetsgarantin har större sannolikhet att erhålla arbete än om de inte hade deltagit. Inom ramen för uppsatsen fokuseras därför kring aktivitetsgarantins första syfte ovan. Det andra syftet, att bryta rundgången, hänger till viss del ihop med det första syftet, men för att behålla avgränsningen så fokuseras på att estimera effekten av aktivitetsgarantin på sannolikheten att erhålla reguljärt arbete – inte att undersöka hur länge arbetet behålls och vad som händer därefter. Att utvärdera de tredje och fjärde syftena med aktivitetsgarantin är av mer kvalitativ natur och behandlas således inte i uppsatsen.

4

(8)

3. IDENTIFIKATION OCH METODOLOGI

I detta avsnitt beskrivs identifikationsstrategin, det vill säga matchningen för deltagare med icke deltagare, och huruvida den är möjlig att genomföra. Därefter diskuteras kortfattat den kvalitativa responsmodell som används för att utvärdera aktivitetsgarantins effekt.

3.1. Identifikation

Som diskuterats tidigare är idealsituationen att jämföra två randomiserade grupper (där individer i den ena gruppen deltar i aktivitetsgarantin medan individer i den andra inte gör det). I en sådan situation kan de två grupperna direkt jämföras eftersom det inte finns någon anledning att tro att individerna i de två grupperna skiljer sig åt varken i avseende på observerbara eller ej observerbara faktorer. Aktivitetsgarantin har dock inte en experimentell utformning, vilket medför att fördelningen för behandlingsgruppen troligen systematiskt skiljer sig från kontrollgruppens fördelning. Rosenbaum & Rubin (1983 s. 42f) definierar en så kallad balancing score, , som en funktion av de observerade kovariaterna x, vars betingade fördelning för x givet , är densamma för behandlingsgruppen och kontrollgruppen. Eftersom aktivitetsgarantin inte har en experimentell utformning är det i utgångsläget således troligt att skiljer sig för de två grupperna. Genom att matcha individerna i behandlingsgruppen med individer i kontrollgruppen, och på så sätt skapa kontrollgruppen i efterhand, är målet att ska vara densamma för de båda grupperna så att en jämförelse mellan behandlings- och kontrollgruppen blir mer meningsfull.

) (x b

) (x b ) (x b

) (x b

För att härleda aktivitetsgarantins effekt används följande identifikationsstrategi: för varje undersökningsperiod skapas två grupper genom matchning, varav den ena gruppen deltar i aktivitetsgarantin och den andra inte gör det. Syftet med matchningen är att hitta perioder utan aktivitetsgarantideltagande där de observerade faktorerna (tidigare arbetslöshetshistoria, utbildning, ålder, kön, arbetshandikapp etc.) i så hög utsträckning som möjligt liknar perioden med aktivitetsgarantideltagande, för att justera för selektionen till programmet. Detta görs för att i så hög grad som möjligt försöka efterlikna ett randomiserat experiment. Den statistiska matchningsmetod för att göra detta kallas propensity score matching^TPF¹^FPT. I denna uppsats går matchningen (som kan genomföras på ett flertal olika sätt) till så att i första steget skattas en probitmodell med behandlingen som beroende variabel givet information som finns för varje

TP

1

PT Se Rosenbaum & Rubin (1983) för en genomgripande och ingående artikel om propensity score matching. För en lättare genomgång, se Caliendo & Kopeinig (2005).

5

(9)

individ. Den betingade sannolikheten att få behandling (det vill säga erhålla aktivitetsgarantin) givet de förklarande variablerna skrivs som

)

| 1 (

)

(x =P Behandling= x

e (3.1.1)

Funktionen kallas propensity score, det vill säga benägenheten att erhålla behandling givet kovariaterna x. Modellen (3.1.1) estimeras med maximum likelihood.

) (x e

I nästa steg matchas varje behandlad individ med en obehandlad (så kallad one-to-one matching), vars propensity score är så lik den behandlades propensity score som möjligt.

Matchningen genomförs med återläggning, vilket innebär att en obehandlad kan matchas flera gånger med behandlade individer. Eftersom de obehandlade är många fler i datamaterialet kommer det ”matchade” samplet att reduceras avsevärt eftersom dem som inte matchas med någon behandlad tas bort. Efter matchningen kvarstår de behandlade samt lika många obehandlade. Matchningsproceduren kräver inte att en icke-deltagare och en deltagare som matchas måste ha identisk karaktäristika, utan att det vägda genomsnittet mellan de två grupperna är mycket lika varandra. Trots matchningen kan bias uppstå eftersom deltagare och kontrollgrupp även matchas då propensity scoren inte är identisk, vilket inte hade varit fallet vid exakt kovariatmatchning (det vill säga att bara matcha om propensity scoren är exakt densamma för en behandlad och en obehandlad). Om de faktorer som har signifikant betydelse för selektionen till programmet observeras, så innebär matchningen att den sanna behandlingseffekten är möjlig att skatta. Om dessa faktorer däremot inte observeras blir inte heller matchningsestimatorn förväntningsriktig, vilket Heckman et al (1997 s. 632f) påpekar.

Heckman et al menar också att matchningsestimatorn inte heller är förväntningsriktig om det inte finns tillräckligt så kallat common support. Med detta menas att det måste finnas tillräckligt många observationer i behandlingsgruppen vars propensity score överensstämmer med propensity scoren för observationerna i kontrollgruppen. Detta kan grafiskt undersökas genom att exempelvis studera fördelningarna för propensity scoren för behandlingsgruppen respektive kontrollgruppen. Eftersom datamaterialet som används till denna studie innehåller tämligen rik information för varje individ bör matchningen kunna genomföras med tillfredsställande resultat.

Rosenbaum & Rubin (1983 s. 46) skriver att om i och med matchningen är en

”balancing score”, så är den förväntade skillnaden mellan behandlingsgruppen och )

(x b

6

(10)

kontrollgruppen vid lika med den genomsnittliga behandlingseffekten vid . Det vill säga

) (x

b b(x)

(3.1.2)

{

r1^|b⁽x^),Behandling ¹

} {

E r0 ^|b⁽x^),Behandling ⁰

} {

E r1 r0 ^|b⁽x⁾

E = − = = −

}

där är behandlingseffekten för de behandlade, och är behandlingseffekten för de obehandlade. Differensen mellan dessa är därför detsamma som den genomsnittliga behandlingseffekten. Detta innebär att om selektionen till programmet förklaras med observerbara faktorer så kan den genomsnittliga behandlingseffekten av aktivitetsgarantin förväntningsriktigt skattas med matchningsestimatorn.

r1 r₀

Utöver att använda matchningsestimatorn används i uppsatsen även en enkel probitmodell utan att justera för eventuell selektion – främst i avsikt att ha som jämförelse eller referens till de (förmodade) mer konsistenta skattningarna utifrån matchningsestimatorn. I denna modell bestäms effekten av aktivitetsgarantin för sannolikheten att ha arbete genom ekvationen

) , (

) ,

| 1

(arbete x Behandling G _. Behandling xβ

P = = β_Beh × ^(3.1.3)

Ekvation (3.1.3) generar sannolikheten att arbete erhålls, givet kovariaterna x och Behandling.

Vektorn x innehåller karaktäristika (tid i öppen arbetslöshet, program, ej subventionerat arbete, utbildning, kön, arbetshandikapp, etnicitet, ålder etc.), och är den korresponderande parametervektorn. Behandling är en indikator för deltagande i aktivitetsgarantin under den undersökta perioden.

β

Det som är av primärt intresse är inte hur bra modellen predicerar det verkliga utfallet (arbete eller inte arbete), utan hur deltagandet i aktivitetsgarantin, det vill säga den genomsnittliga behandlingseffekten, påverkar sannolikheten till att erhålla arbete. I uppsatsen ses variablerna i vektorn x som kontrollvariabler och diskuteras inte särskilt mycket. Fokus ligger hos parametern β_Beh_. vid olika tidpunkter efter de två undersökningsperioderna.

3.2. Alternativt utvärderingssätt

Ett annat sätt att identifiera effekten av aktivitetsgarantin är att använda instrumentvariabelmetoder. Se till exempel Forslund, Johansson & Lindqvist (2004) där dels matchnings- och instrumentvariabelmetoder används. I detta fall krävs en så kallad instrumentvariabel som påverkar sannolikheten att delta i programmet, men samtidigt inte påverkar sannolikheten att erhålla arbete. Det har empiriskt visat sig (se Delander och Månsson (2005)) att sedan starten av aktivitetsgarantin har olika regelverk använts i olika

7

(11)

delar av landet för när arbetsförmedlingarna hänvisar till garantin. I vissa län har förmedlingarna hänvisat till garantin efter 300 förbrukade a-kassedagar, medan i resterande län har förmedlingarna hänvisat till garantin först efter 600 förbrukade a-kassedagar. Dessa olikheter i regelverk är en exogen variation, som påverkar sannolikheten att vid en given tidpunkt bli hänvisad till aktivitetsgarantin, men som inte påverkar sannolikheten till arbete.

Genom att utnyttja dessa skillnader i regelverk skulle det därför kunna vara möjligt att identifiera aktivitetsgarantins effekt på detta sätt. Denna ansats används dock inte i den här uppsatsen, framförallt eftersom det inte finns tillgång till antalet förbrukade a-kassedagar från det data som används.

3.3. Metodologi

I så kallade kvalitativa responsmodeller^TPF²^FPT antar den beroende variabeln ett begränsat antal utfall. Probitmodellens responsvariabel antar värdet 1 eller 0 beroende på vilket av två möjliga utfall som inträffar. Probitmodellen är ickelinjär och är ett specialfall av den generella formen

) ( ) ( )

| 1

(y x G xβ p x

P = = ≡ (3.2.1)

där y är den dikotoma utfallsvariabeln, x är en 1×K-vektor med kovariater och är parametervektorn som är

β 1

×

K . Den generella formen kallas för en indexmodell eftersom den begränsar hur responssannolikheten beror av x, då p(x) är en funktion av x endast genom indexet . Probitmodellen baseras på den kumulativa normalfördelningen och definieras som

xβ

∫

⁻^∞

= ^z v dv z

G( ) φ( ) (3.2.2)

Där _G_(z₎ är den kumulativa standardiserade normalfördelningen och φ_(v₎är den standardiserade normala täthetsfunktionen.

Marginaleffekterna i probitmodellen är avtagande, vilket implicerar att den partiella effekten för x^B_j^B på p(x) beror på x genom g(xβ) (där g(xβ) är derivatan av G(xβ)). Om x^B_j^B är kontinuerlig skrivs detta som

) j

) (

(x g xβ β x

p

j

∂ =

∂ (3.2.3)

TP

2

PT Se t ex Wooldridge (2002) kapitel 15 för en mer utförlig diskussion för kvalitativa responsmodeller, där även estimation beskrivs.

8

(12)

Om x^B_j^B är en diskret förklarande variabel är den partiella effekten lika med förändringen av då x^B_j^B går från 0 till 1 (samtidigt som de andra variablerna hålls konstanta). Värdet på beror därav på värdena av de variabler som hålls konstanta.

) (z G

4. DATA OCH DESKRIPTION

Datamaterialet kommer från IFAU:s databas, vilken till i sin tur kommer från AMS databas Händel. Den är en registerbaserad databas innehållande information om samtliga personer som registrerats hos arbetsförmedlingen sedan 1991 fram till den 15 november år 2005. I databasen finns information om det status personen haft under inskrivningsperioden (eller inskrivningsperioderna); exempelvis om och hur länge personen varit öppet arbetslös, deltagit i arbetsmarknadspolitiska program, varit deltidsarbetslös eller varit timanställd. Dessutom finns uppgifter om orsaken till att personen upphör att vara registrerad hos arbetsförmedlingen. Förutom detta finns det bland annat information om länstillhörighet, födelseland, ålder, utbildning, kön och arbetshandikapp. I följande avsnitt beskrivs dels hur urvalsförfarandet har gått till, och dels definieras de olika utfallsvariabler som används i uppsatsen. Därefter följer en deskription av datamaterialet.

4.1. Urvalsförfarande och utfallsvariabler

Då databasen är registerbaserad förekommer en del inkonsekventa observationer, såsom negativa perioder och dubbletter som har justerats för i uppsatsen. Dessutom räknas flera sammanhängande perioder (i vilken individen har olika status under perioderna) ihop till en enda längre period. Detta gör att en del information försvinner eller tas bort.

I uppsatsen studeras effekten av aktivitetsgarantin för två olika undersökningsperioder. Endast personer mellan 25 och 59 år inkluderas i studien. Orsaken till denna avgränsning är att yngre personer ofta har särskilda regler, exempelvis arbetsmarknadspolitiska program för unga (se t ex Larsson (2002)). Den övre åldersgränsen används för att i möjligaste mån undersöka populationen i arbetsför ålder, varför personer som närmar sig pensionsåldern utesluts.

För den första perioden används information för dem som fanns registrerade som arbetssökande hos arbetsförmedlingen mellan första augusti år 1999 fram till och med 31 december år 2000. Behandlingsgruppen består av dem som deltog i aktivitetsgarantin från

9

(13)

starten den första augusti år 2000 till och med 31 december samma år. För den andra perioden som undersöks används information för arbetssökande hos arbetsförmedlingen mellan 1 augusti år 2000 och 31 december år 2002, och där behandlingsgruppen definieras som de som deltog i aktivitetsgarantin mellan den första januari år 2002 och 31 december samma år. De som erhåller arbete under respektive period utesluts. Eftersom aktivitetsgarantin vänder sig till långtidsarbetslösa^TPF³^FPT utesluts personer som har en sammanlagd inskrivningstid^TPF⁴^FPT kortare än 600 dagar från populationen. Denna avgränsning kan förefalla något tveksam eftersom detta inte är exakt vad som definieras som långtidsarbetslösa, men avgränsningen bör fungera som en approximation.^TPF⁵^FPT

Efter detta urvalsförfarande återstår i den första undersökningsperioden 1519 observationer med aktivitetsgarantideltagare samt 141 583 observationer i jämförelsegruppen. I den andra undersökningsperioden återstår 5527 observationer med aktivitetsgarantideltagare samt 285 885 observationer i jämförelsegruppen. Efter att ha matchat deltagarna med individer från kontrollgruppen reduceras antalet observationer eftersom bara en inskrivningsperiod per individ då tillåts. I den första undersökningsperioden kvarstår 1391 individer i behandlings- respektive kontrollgrupp, och i den andra perioden kvarstår 3544 individer i respektive grupp.

För att utvärdera effekten av garantin studeras om personen har erhållit arbete eller inte, vid givna tidpunkter efter respektive av de två undersöka perioderna. Utvärderingen sker vid tidpunkterna: inom 6 månader, inom 12 månader, mellan 6 och 12 månader, inom 18 månader, inom 24 månader, samt mellan 12 och 24 månader efteråt. Som definition på arbete används information från variablerna avregistreringsorsak samt sökandekategori i nästkommande period.^TPF⁶^FPT I figuren på nästa sida illustreras hur undersökningsperioden, utfallsperioderna, samt arbetslöshetsperioderna hänger ihop. Förklarande text följer under figuren.

TP

3

PT Hägglund (2002) definierar långtidsarbetslösa som sökande vilka har varit inskrivna i minst två år och som vid den aktuella tidpunkten inte har anställningsstöd eller offentligt tillfälligt arbete.

TP

4

PT Inskrivningstiden beräknas i uppsatsen som summan av dagarna i öppen arbetslöshet, dagarna i program, dagarna i anställningsstöd, samt dagarna i osubventionerat arbete föregående varje arbetslöshetsperiod.

TP

5

PT I Hägglund (2002) tas personer som inte är definierade som långtidsarbetslösa bort ur populationen.

TP

6

PT I uppsatsen räknas det som arbete om variabeln avregistreringsorsak antar värdet 1 (fått arbete), 2 (fått tidsbegränsad anställning), eller 3 (fått fortsatt anställning hos samma arbetsgivare). Vidare räknas det som arbete om variabeln sökandekategori i nästkommande period antar värdet 21 (deltidsarbetslös), 22 (timanställd), 31 (tillfälligt arbete) eller 41 (ombytessökande).

10

(14)

Figur 4.1. Illustration av samplings- och utfallsperioder.

Utfall 1

Utfall 2

Utfall 3 AG-period

Samplingsperiod

T^B₀^B T^B₁^B T^B₂^B T^B₃^B T^B₄

Arbetslöshetsperiod individ 3 Arbetslöshetsperiod individ 2

Arbetslöshetsperiod individ 1

För respektive av de två perioder som undersöks i uppsatsen används information från individer som är registrerade som arbetssökande under samplingsperioden (T^B₀^B – T^B₁^B) i figuren.

Urvalskriteriet som används (förutom att de i övrigt ingår i undersökningspopulationen vad gäller inskrivningstid och ålder) är att arbetslöshetsperioden ska ha påbörjats, men inte avslutats, under samplingsperioden. AG-period i figuren innebär att under en del av samplingsperioden så går vissa av individerna in i aktivitetsgarantin. I figuren illustreras tre exempel på utfallsvariabler: För utfall 1 studeras om individen har erhållit arbete någonstans mellan T^B₁^B och T^B₂^B. För utfall 2 studeras om individen har erhållit arbete någon gång under perioden T^B₁^B till T^B₃^B, medan för utfall 3 studeras om individen erhåller arbete någon gång under perioden T^B₂^B till T^B₃^B, givet att individen inte har erhållit arbete före T^B₂^B. I den undre delen av figuren visas exempel på hur arbetslöshetsperioder kan se ut för olika individer. Exempelvis avslutas arbetslöshetsperiod 1 med arbete under både utfall 1 och 2, arbetslöshetsperiod 2 avslutas inte under någon av utfallen 1, 2 eller 3, medan arbetslöshetsperiod 3 avslutas med arbete för utfall 2 och 3.

Motivet till de utfallsvariabler som används är för det första att se om och hur programeffekten förändras över tiden. För det andra finns intresse i att skatta programeffekten givet att arbete inte har erhållits under en viss tid efter undersökningsperioden. För detta ändamål definieras två ytterligare utfallsvariabler (exemplet i figur 4.1. är utfall 3); den ena

11

(15)

antar värdet 1 om personen erhåller arbete mellan 6 och 12 månader efter undersökningsperioden givet att arbete inte har erhållits innan dess. Med denna definition är förhoppningen att fånga upp effekten av aktivitetsgarantin om personen fortsätter att vara arbetslös. Denna effekt är inte möjlig att se om bara de ”obetingade” utfallsvariablerna används, det vill säga om arbete erhålls någon gång efter undersökningsperioden. På samma sätt definieras den andra utfallsvariabeln som antar värdet 1 om arbete erhålls inom 12 och 24 månader efter undersökningsperioden, givet att arbete inte erhållits dessförinnan.

Detta förfarande är självfallet inte oproblematiskt. Ett problem är att individer som har flera separata registrerade inskrivningsperioder förekommer flera gånger. Individer som förekommer flera gånger kan därför i en period vara registrerad som öppet arbetslös, och i en annan period vara registrerad i aktivitetsgarantin, vilket gör att en person i praktiken kan matchas med sig själv. För att undvika detta används i matchningen därför endast den första inskrivningsperioden för varje individ, vilket innebär att samplet reduceras och att en del information inte används. I Sianesi (2001 s. 20ff) diskuteras detta problem mer ingående.

Ett annat potentiellt problem för utvärderingen är att aktivitetsgarantin är en pågående process under de två perioderna som undersöks. Det innebär att individer kommer in i programmet vid olika tidpunkter under undersökningsperioden. Sianesi (2001 s. 22) menar att det är avgörande att kontrollera för arbetslöshetshistoria för att till viss del kunna hantera detta.

Även i Fredriksson & Johansson (2003) diskuteras detta problem. De menar att programdeltagandet kan ses som en dynamisk process där inträdestidpunkten till programmet är stokastisk. Detta skapar problem för möjligheterna att skatta effekten av programmet. En av deras slutsatser är att det i kontrollgruppen blir en överrepresentation av individer som får arbete, vilket leder till att skattningen av programeffekten inte blir förväntningsriktig. För att i viss mån klara ut detta problem i den här uppsatsen betingas på inträdestidpunkt vid matchningen.

4.2. Deskription av variablerna

I tabell 4.1 och 4.2 följer deskriptiv statistik för de två perioderna som undersöks i uppsatsen – dels före matchning och dels efter matchning. I och med matchningen är medelvärdena och standardavvikelserna för behandlingsgruppen och kontrollgruppen mycket lika varandra, vilket framgår av tabellerna.

12

(16)

Tabell 4.1: Deskription för utvalda variabler den första undersökningsperioden – utan respektive med matchning.

Medelvärde (standardavv.)

Min Max

Ej matchning Matchning Ej matchning Matchning

Beh. Ej Beh. Beh. Ej

Beh.

Beh. Ej Beh. Beh. Ej Beh.

Arbetslöshets- historik

1127 (508)

965 (485)

1116 (502)

1122 (520)

0 3065

0 6388

0 3065

0 4633 Programhistorik 489

(365)

390 (359)

492 (366)

489 (415)

0 2705

0 8004

0 2705

0 3053 Osubvention-

erad arbetshist.

141 (269)

235 (342)

142 (273)

156 (254)

0 2090

0 4664

0 2090

0 2567 Totalt 1757

(695)

1589 (650)

1750 (693)

1767 (701)

600 3686

600 8425

601 3686

600 5350 Ålder 39.5

(9.15)

36.1 (8.70)

39.7 (9.17)

39.9 (9.40)

25 59

25 59 Förgymnasial

utbildning

.36 (.48)

.28 (.45)

.36 (.48)

0 1

0 1 Gymnasie-

utbildning

.51 (.50)

.57 (.49)

.52 (.50)

0 1

0 1 Eftergymnasial

utbildning

.12 (.33)

.15 (.35)

.12 (.33)

.13 (.33)

0 1

0 1 Kön (andel

män)

.59 (.49)

.52 (.50)

.59 (.49)

0 1

0 1 Arbets-

handikapp^P¹^P

.24 (.43)

.10 (.30)

.24 (.43)

0 1

0 1 Interlokalt

sökande^P²^P

.16 (.36)

.12 (.32)

.16 (.37)

.17 (.37)

0 1

0 1 Svensk etnicitet .85

(.36)

.87 (.33)

.85 (.36)

0 1

0 1 Övrig etnicitet .15

(.36)

.13 (.33)

.15 (.36)

0 1

0 1 A-kassa^P³^P .77

(.42)

.74 (.44)

.79 (.41)

.80 (.40)

0 1

UNoteringar^U: Beh. innebär deltagande i aktivitetsgarantin. Det ej matchade underlaget innehåller 1519 observationer i behandlingsgruppen och 141583 observationer i kontrollgruppen. Efter matchningen innehåller behandlingsgruppen och kontrollgruppen 1391 observationer vardera.

P

1

P Arbetshandikapp innebär att individen har någon form av arbetshandikapp.

P

2

P Interlokalt sökande innebär att individen är registrerad att söka arbeten även utanför sin egen länstillhörighet.

P

3

P A-kassa innebär att individen är med i en arbetslöshetskassa.

13

(17)

Tabell 4.2: Deskription för utvalda variabler den andra undersökningsperioden – utan respektive med matchning.

Medelvärde (standardavv.)

Min Max

Ej matchning Matchning Ej matchning Matchning

Beh. Ej Beh. Beh. Ej

Beh.

Beh. Ej Beh. Beh. Ej Beh.

Arbetslöshets- historik

1318 (605)

1019 (537)

1270 (603)

1276 (597)

0 4015

0 9037

0 3363

0 3562 Programhistorik 606

(463)

413 (394)

616 (477)

607 (504)

0 8641

0 8322

0 8641

0 6818 Osubvention-

erad arbetshist.

220 (356)

262 (376)

233 (369)

234 (351)

0 3104

0 4113

0 3104

0 3204 Totalt 2145

(875)

1694 (740)

2119 (882)

2117 (833)

600 9333

600 10086

600 9333

601 7013 Ålder 39.7

(9.29)

35.8 (8.60)

40.5 (9.49)

40.5 (9.24)

25 59

25 59 Förgymnasial

utbildning

.33 (.47)

.29 (.45)

.32 (.47)

.34 (.47)

0 1

0 1 Gymnasie-

utbildning

.50 (.50)

.51 (.50)

.49 (.50)

0 1

0 1 Eftergymnasial

utbildning

.17 (.38)

.20 (.40)

.17 (.38)

0 1

0 1 Kön (andel

män)

.52 (.50)

.51 (.50)

.53 (.50)

.54 (.50)

0 1

0 1 Arbets-

handikapp^P¹^P

.27 (.44)

.11 (.32)

.28 (.45)

0 1

0 1 Interlokalt

sökande^P²^P

.13 (.33)

.10 (.30)

.14 (.35)

.15 (.35)

0 1

0 1 Svensk etnicitet .88

(.33)

.88 (.33)

.89 (.32)

.88 (.33)

0 1

0 1 Övrig etnicitet .12

(.33)

.12 (.33)

.11 (.32)

.12 (.33)

0 1

0 1 A-kassa^P³^P .91

(.28)

.74 (.44)

.93 (.26)

0 1

UNoteringar^U: Beh. innebär deltagande i aktivitetsgarantin. Det ej matchade underlaget innehåller 5527 observationer i behandlingsgruppen och 285885 observationer i kontrollgruppen. Efter matchningen innehåller behandlingsgruppen och kontrollgruppen 3544 observationer vardera.

P

1

P Arbetshandikapp innebär att personen har någon form av arbetshandikapp.

P

2

P Interlokalt sökande innebär att personen är registrerad att söka arbeten även utanför sin egen länstillhörighet.

P

3

P A-kassa innebär att personen är med i en arbetslöshetskassa.

För båda de undersökta perioderna gäller att skillnaderna (vad gäller medelvärden och standardavvikelser) mellan behandlingsgrupp och kontrollgrupp inte är särdeles stora. De största skillnaderna finns i arbetslöshetshistoriken och inskrivningstiderna. Ur matchningssynpunkt är det positivt att skillnaderna är små då det förmodligen medför att det finns ett så kallat common support och att matchningen därmed är genomförbar. I och med matchningen blir medelvärdena i respektive av de undersökta perioderna i det närmaste identiska för behandlings- och kontrollgruppen vilket också är positivt då det innebär att selektionen på observerbara faktorer är eliminerad. Selektionen på ej observerbara faktorer kan dock kvarstå, men det är omöjligt att se utifrån tabellerna.

14

(18)

4.3. Utfall

I tabellen nedan visas för respektive undersökningsperiod och för respektive utfall av undersökningspopulationerna hur stor andel av aktivitetsgarantideltagarna respektive kontrollgruppen som erhöll arbete. Observera att siffrorna i dessa tabeller inte sammanfaller med de verkliga utfallen då bara de som är mellan 25 och 59 år samt har åtminstone 600 dagars total inskrivning inkluderas. Tabellerna innehåller utfallen från de ej matchade populationerna.

Tabell 4.3: Andel deltagare respektive kontrollgrupp i den första undersökningsperioden som hade erhållit arbete vid olika tidpunkter efter undersökningsperioden.

Utfall

A B C D E F

Deltagare 0.08 0.15 0.07 0.21 0.26 0.13

Ej deltagare

0.18 0.23 0.05 0.25 0.26 0.05

A: arbete inom 6 månader efter undersökningsperioden.

B: arbete inom 12 månader efter undersökningsperioden.

C: arbete mellan 6 och 12 månader efter undersökningsperioden.

D: arbete inom 18 månader efter undersökningsperioden.

E: arbete inom 24 månader efter undersökningsperioden.

F: arbete mellan 12 och 24 månader efter undersökningsperioden.

Tabell 4.4: Andel deltagare respektive kontrollgrupp i den andra undersökningsperioden som hade erhållit arbete vid olika tidpunkter undersökningsperioden.

Utfall

A B C D E F

Deltagare 0.07 0.12 0.05 0.16 0.18 0.07

Ej deltagare

0.10 0.13 0.02 0.15 0.15 0.03

I den första undersökningsperioden är det en mindre andel av deltagarna i aktivitetsgarantin som erhöll arbete för utfallen A, B och D, medan detsamma gäller för utfall A och B i den andra perioden. Notera att för de ”betingade” utfallen C och F så erhöll större andel av aktivitetsgarantideltagarna arbete. Utfallen i tabellerna 4.3 och 4.4 är dock inga bevis varken för eller emot eventuella effekter av garantin. Givetvis kan heller inte sägas hur stor denna eventuella effekt är. Effektutvärderingen av aktivitetsgarantin måste göras med en

15

(19)

ekonometrisk analys där det kontrolleras för observerbara faktorer samt för selektionen till programmet.

5. EMPIRISKA SKATTNINGAR

I detta avsnitt presenteras skattningarna av aktivitetsgarantins effekt. Det är framförallt i matchningsestimatorns skattningar som intresset ligger, eftersom selektionen till programmet då tas hänsyn till.

I appendix återfinns skattade probitmodeller för aktivitetsgarantideltagandet för var och en av undersökningsperioderna (se tabell A.1 och A.2). Dessa modeller ligger till grund för matchningen då de försöker förklara selektionen till programmet. Utifrån probitskattningarna (det första steget i matchningen) uppvisar koefficienterna för arbetslöshetshistorik och programhistorik positiva signifikanta effekter på sannolikheten att delta i aktivitetsgarantin, vilket är förväntat. Skattningarna visar också att arbetshandikapp, ålder och interlokalt sökande har positiv inverkan på sannolikheten att delta i aktivitetsgarantin, men att utbildning (både gymnasieutbildning och högskoleutbildning) som väntat innebär lägre sannolikhet att delta i aktivitetsgarantin än om individen bara har grundskoleutbildning. Slutligen visar skattningarna att kön inte har någon betydelse för att bli anvisad till garantin under den första undersökta perioden, men att män i genomsnitt har lägre sannolikhet att bli anvisad till garantin under den andra undersökningsperioden.

Histogrammen (se figur A.1 och A.2) under de skattade probitmodellerna indikerar att det finns ett common support. Det innebär att det finns individer i båda grupperna vars sannolikhet är större än 0 att delta i aktivitetsgarantin och att de båda fördelningarna är lika varandra, vilket är en förutsättning för att den genomsnittliga behandlingseffekten förväntningsriktigt kan skattas med matchningsestimatorn. Ett potentiellt problem är emellertid att det ser ut som att det finns många individer i både behandlings- och kontrollgruppen vars predicerade sannolikhet att delta i aktivitetsgarantin är nära 0. Det kan vara ett tecken på att det finns ej observerade faktorer som påverkar deltagandet i garantin, vilket därmed kan ge upphov till bias i skattningarna av garantins effekt.

16

(20)

5.1. Effekten av aktivitetsgarantin

I tabell 5.1 och 5.2 följer skattningarna för respektive av de två undersökta perioderna. I tabellerna presenteras skattningar för den genomsnittliga behandlingseffekten, r^B₁^B – r^B₀^B, från matchningsestimatorn, det vill säga de empiriska skattningarna av ekvation (3.1.2). I matchningen betingas även på inträdestidpunkt, det vill säga i vilken månad personen skrivs in som arbetslös. Detta görs för att en behandlad individ i större grad ska matchas med en individ som skrivs in vid ungefär samma tidpunkt.^TPF⁷^FPT De kontrollvariabler som används anges i noteringarna under tabellerna men dess koefficienter utelämnas då de inte diskuteras i analysen. I tabellerna presenteras också den genomsnittliga marginaleffekten av behandlingen utan att använda matchningsestimatorn. Dessa skattningar ska främst ses som jämförelse- eller referensvärden, då varken hänsyn till selektion eller inträdestidpunkt tas.

I skattningarna från den första perioden, se tabell 5.1, är behandlingseffekten negativ för utfallen A (arbete inom 6 månader), B (arbete inom 12 månader), D (arbete inom 18 månader) och E (arbete inom 24 månader). Skattningen för utfall E är dock inte signifikant skild från 0.

Dessa utfall är som beskrivits tidigare, de ”obetingade” utfallen, det vill säga variabeln utfall antar värdet 1 om arbete har erhållits vid olika tidpunkter efter undersökningsperioden utan att ta hänsyn till om arbetslöshet fortgår under en viss tid efter perioden. Behandlingseffekten är mest negativ efter 6 månader (utfall A) där den genomsnittliga effekten av aktivitetsgarantideltagandet skattas till cirka minus 9 procent. (Skattningen utan matchning är än mer negativ.) Efter 12 månader (utfall B) är den genomsnittliga behandlingseffekten också negativ, ungefär 4 procent. (Skattningen utan matchning är för detta utfall klart mer negativ, cirka 7 procent) Efter 18 månader (utfall D) respektive efter 24 månader (utfall E) är effekten inte längre signifikant. Möjligtvis finns en positiv effekt efter 24 månader på ett par procent, men denna effekt är endast signifikant på 12 procents signifikansnivå.

De två betingade utfallen, C (arbete mellan 6 och 12 månader) och F (arbete mellan 12 och 24 månader), är emellertid positiva. Den genomsnittliga behandlingseffekten för utfall C är relativt liten, cirka 3 procent, men signifikant. För utfall F däremot estimeras den genomsnittliga behandlingseffekten till knappt 10 procent. Att skattningarna för den genomsnittliga behandlingseffekten för utfall C och F är positiva, kan tolkas som att det finns en effekt som de övriga utfallen (A, B, D och E) inte fångar upp. Detta innebär att om

TP

7

PT Dummyvariabler skapas för att indikera vilken månad och år som individen skrivs in som arbetslös.

17

(21)

arbetslösheten fortgår under minst 6 respektive 12 månader så är den genomsnittliga behandlingseffekten istället positiv. Orsaken till detta kan vara att deltagarna ”stängs in”

under en tid efter att de går in i programmet, och att de under denna tid inte lika aktivt söker arbete som de senare gör efter 6 respektive 12 månader. De positiva skattningarna vid dessa utfall kan således återspegla detta. Utan att dra alltför långtgående slutsatser kan det vara ett tecken på att aktivitetsgarantin har en liten men åtminstone positiv effekt på sannolikheten att erhålla arbete. Denna effekt är ännu större givet att arbetslösheten fortgår i åtminstone 12 månader. I detta sammanhang bör det dock påpekas att i modellernas skattningar inte kontrolleras för hur länge arbetet behålls eller om individen senare återgår till arbetslöshet.

Måttet på förklaringsgraden utifrån skattningarna utan matchning, pseudo R^P²^P, är klart lägre för utfall C än för de övriga utfallen (se tabell 5.1), vilket kan vara ett tecken på att skattningarna är något mer osäkra, även om modellens riktighet inte hänger på hur hög förklaringsgraden är.

På följande sida presenteras skattningarna för den första undersökta perioden. För utfall C (arbete mellan 6 och 12 månader) och F (arbete mellan 12 och 24 månader) reduceras antalet observationer då de som får arbete inom 6 respektive 12 månader utesluts. Gällande skattningarna utan matchning tillåts en individ ha flera inskrivningsperioder, däremot tillåts endast en observation per individ för matchningsestimatorns skattningar.

18

(22)

Tabell 5.1: Skattningar den första undersökningsperioden – med respektive utan matchning.

Utfall

Matchning: A B C D E F

r^B₁^B – r^B₀^B -.089 (.012)

-.042**

(.014)

.031*

(.009)

-.006****

(.016)

.029***

(.016)

.097 (.012) N^P¹^P 126 120 126 120 102 610 126 120 126 120 97 294 Utan matchning:

Marginaleffekt Behandling

-.096 (.006)

-.072 (.009)

.019*

(.006)

-.040 (.010)

-.006****

(.011)

.064 (.008)

Pseudo R^P²^P .076 .069 .028 .067 .066 .037

N 143 102 143 102 116 832 143 102 143 102 110 939

UNoteringar^U:

*: p-värde=0.001,**: p-värde = 0.03, ***: p-värde = 0.12, ****: p-värde > 0.50. Övriga parameterskattningar är starkt signifikanta (p-värde < 0.001). Standardfel i parentes.

Kontrollvariabler: arbetslöshets- och programhistorik, historik osubventionerat arbete, utbildning, kön, arbetshandikapp, ålder, etnicitet, a-kassa, interlokalt sökande.

P

1

P Populationen reduceras då endast första inskrivningsperioden för varje individ används.

Matchningsestimatorns skattningar baseras på 1391 individer i aktivitetsgarantin och lika många individer i kontrollgruppen. Det antal observationer som rapporteras i tabellen är alltså personer i behandlingsgruppen samt det totala antalet personer i kontrollgruppen innan matchningen.

Utfall:

Skattningarna för den andra undersökta perioden är relativt likartade med den första periodens, men det finns även skillnader. Som tidigare är den genomsnittliga behandlingseffekten negativ för utfallet B och ungefär lika stor som effekten i den första perioden – ungefär 4 procent. Behandlingseffekterna för samtliga övriga utfall är positiva, även om den genomsnittliga behandlingseffekten för utfall A inte är signifikant skild från noll. För utfall D (12 månader) och E (18 månader) är effekten skattad till 7 respektive 9 procent, vilket är en klar skillnad i jämförelse med samma utfall för den första undersökta perioden. Behandlingseffekten vid de betingade utfallen C och F är även för den andra perioden positiva och signifikanta – 4 respektive 8 procent.

19

(23)

Tabell 5.2: Skattade modeller för den andra undersökningsperioden – med respektive utan matchning.

Matchning: A B C D E F

r^B₁^B – r^B₀^BBB .003**

(.007)

-.042 (.008)

.042 (.005)

.072 (.009)

.093 (.009)

.082 (.006) N^P¹^P 206 606 206 606 182 886 206 606 206 606 177 163

Utfall

Utan matchning:

Marginaleffekt Behandling

-.033 (.003)

-.018 (.004)

.015 (.003)

-.002**

(.004)

.013*

(.005)

.029 (.003)

Pseudo R^P²^P .076 .067 .029 .064 .064 .037

N 291412 291412 261165 291412 291412 253455

UNoteringar^U:

*: p-värde = 0.01, **: p-värde > 0.50. Övriga parameterskattningar är starkt signifikanta (p-värde < 0.001).

Standardfel i parentes.

Kontrollvariabler: arbetslöshets- och programhistorik, historik osubventionerat arbete, utbildning, kön, arbetshandikapp, ålder, etnicitet, a-kassa, interlokalt sökande.

P

1

P Populationen reduceras då endast första inskrivningsperioden för varje individ används.

Matchningsestimatorns skattningar baseras på 3544 individer i aktivitetsgarantin och lika många individer i kontrollgruppen. Det antal observationer som rapporteras i tabellen är alltså personer i behandlingsgruppen samt det totala antalet personer i kontrollgruppen innan matchningen.

Utfall:

Tidigare i uppsatsen förklarades att matchningen genomförs för att justera för selektion till programmet så att fördelningen för behandlings- och kontrollgruppen inte skiljer sig åt. Detta för att förväntningsriktigt kunna skatta den genomsnittliga behandlingseffekten, då selektionen på observerbara faktorer i och med matchningen elimineras. Utifrån skattningarna i tabell 5.1 och 5.2 visar det sig också att matchningsestimatorns skattningar skiljer sig en del från skattningarna utan matchning. Det huvudsakliga skälet till att skattningarna skiljer sig åt beror i hög grad på att det i matchningsestimatorns skattningar också betingas på inträdestidpunkt – någonting som ignoreras i skattningarna utan matchning. Indikatorerna för inträdestidpunkt verkar ha stor inverkan på skattningarna, eftersom skattningar med matchningsestimatorn utan att ta hänsyn till inträdestidpunkt resulterar i parameterskattningar som ligger avsevärt närmare skattningarna utan matchning. Sådana skattningar rapporteras dock inte i uppsatsen.

20

(24)

6. SLUTSATSER

En övergripande slutsats är att aktivitetsgarantin inte har någon positiv inverkan, snarare negativ sådan, på sannolikheten att erhålla arbete – i alla fall om individernas status obetingat analyseras efter de undersökta perioderna. Detta gäller framförallt för skattningarna för den första undersökta perioden. Däremot syns en positiv effekt av garantin givet att inte arbete har erhållits efter 6 respektive 12 månader. Denna positiva effekt är som störst om arbete inte har erhållits inom 12 månader efter de undersökta perioderna. Att denna effekt är positiv kan tolkas som att aktivitetsgarantin ändå har en positiv inverkan på sannolikheten att erhålla arbete – i alla fall om man tror att programdeltagarna under ett skede i början ”stängs in” i programmet, då det skulle kunna förmodas att arbete inte söks så aktivt.

Det är också viktigt att påpeka att i uppsatsen skattas endast effekten på sannolikheten att erhålla arbete, inte hur länge arbetet behålls eller om aktivitetsgarantin innebär att rundgången mellan tillfälliga arbeten, program och öppen arbetslöshet minskar. En alternativ utvärdering av aktivitetsgarantin kan därför vara att även ta detta i beaktande. En ytterligare reservation är det faktumet att effekterna av aktivitetsgarantin är skattade utifrån ej experimentell data, det vill säga utan randomisering. Detta gör det svårare att avgöra om det verkligen är den genomsnittliga behandlingseffekten som har estimerats i uppsatsen. Bara för att selektionen på observerbara faktorer elimineras i och med den matchningsmetod som används, innebär det inte att selektionen på ej observerbara faktorer försvinner. En ytterligare aspekt vad gäller skattningarnas reliabilitet är det som Fredriksson & Johansson (2003) påpekar (och som har diskuterats i uppsatsen); det vill säga att programdeltagandet kan ses som en dynamisk process där inträdestidpunkten till programmet är stokastisk. Detta gör konstruerandet av kontrollgruppen mer problematisk, varför skattningarna av programeffekten kan bli biased.

I syftet ställdes den hypotetiska frågan om individer som har deltagit i aktivitetsgarantin har högre sannolikhet att erhålla arbete än om de inte hade deltagit i programmet. Utifrån resultaten i uppsatsen är svaren tvetydiga. Som just diskuterades beror det på hur utfallsvariablerna definieras. Med en annorlunda ansats än den som används i uppsatsen hade behandlingseffekterna kunnat studeras djupare. Som också nämnts tidigare i uppsatsen kan durationsanalys vara ett fördelaktigt sätt att studera övergångsintensiteten från arbetslöshet till arbete. Eventuellt kan en framtida utvärdering av aktivitetsgarantin ha en sådan ansats, även om resultaten i denna uppsats till viss del uppvisar hur stora (eller små) effekterna av aktivitetsgarantin är.

21