RAPPORT 2018:26
RAPPORT 2018:26
Tidiga insatser till varslade arbetare
Effekter av kollektivavtalade
omställningsinsatser
Xxxxxxxx Xxxxxxxxx
Ehof Grafiska AB, Uppsala 2018
XXXX 0000-0000
Tidiga insatser till varslade arbetare
Effekter av kollektivavtalade omställningsinsatsera
av
Xxxxxxxx Xxxxxxxxxx 2018-12-03
Sammanfattning
Omställningsavtal är kollektivavtal som erbjuder arbetstagare som sägs upp på grund av arbetsbrist tidig hjälp med att hitta ett nytt arbete, ofta redan under upp- sägningstiden. Insatserna startar tidigare och fokuserar mer på individens behov jämfört med den traditionella arbetsmarknadspolitiken. I den här rapporten stu- deras hur rådgivningsinsatser genom omställningsavtalet för privatanställda arbetare påverkar arbetslöshet och efterföljande jobbkvalitet. Jag studerar effek- terna av detta omställningsstöd för en grupp med kort anställningstid som har sagts upp genom större varsel. Mina resultat tyder inte på att rådgivnings- insatserna har haft någon effekt på sannolikheten att bli arbetslös, tiden i arbets- löshet eller inkomster för den grupp som studeras. Däremot visar resultaten att insatserna har haft en stark positiv effekt på matchkvaliteten i termer av hur länge det nya jobbet varar.
a Denna rapport är en populärvetenskaplig sammanfattning av IFAU Working Paper 2018:22. För utförligare beskrivningar av data, metod och analyser hänvisas till den engelska forskningsrapporten. Jag är tacksam för värdefulla kommentarer och förslag under arbetets gång från Xxxxxx Xxxxxxxx, Xxxxxx Xxxxxxxx, Xxxx Xxxxxxxxx, Xxxxxxx Xxxxxxx, Xxxxx Xxxx, Xxxxx Xxxxxxxx och deltagare vid seminarium på IFAU. Jag är också tacksam för tillgång till datamaterial, finansiellt stöd och värdefulla synpunkter från Trygghetsfonden TSL.
b Xxxxxxxx Xxxxxxxxx, xxxxxxxx.xxxxxxxxx@xxxx.xx.xx, IFAU och Nationalekonomiska institutionen, Uppsala universitet.
Innehållsförteckning
3 Empirisk strategi och data 13
3.1 Regression discontinuity-designen 13
3.3 Beskrivning av datamaterialet 17
5 Slutsatser och diskussion 23
1 Introduktion
Omställningsförmågan på arbetsmarknaden har blivit allt viktigare till följd av de utmaningar som globalisering och teknologiska förändringar medför. Ut- vecklingen ifrån en arbetsmarknad som dominerats av livslånga anställnings- förhållanden mot en där fler jobbyten under arbetslivet är norm framträder allt mer. Som svar på denna utveckling har en anpassning av trygghetssystemen till ett fokus på anställningstrygghet i bemärkelsen trygghet i att ha en anställning, snarare än trygghet i den nuvarande anställningen, föreslagits i både den akade- miska och den allmänna debatten (Borghouts-van de Pas, 2012). Europeiska kommissionen har utpekat den aktiva arbetsmarknadspolitiken som en av kär- norna i att implementera denna nya anställningstrygghet (Europeiska kommiss- ionen, 2007). Aktiv arbetsmarknadspolitik innefattar en bred skala av insatser som syftar till att förbättra arbetsmarknadens funktionssätt och snabba på och förbättra matchningen mellan arbetsgivare och arbetstagare, såsom exempelvis rådgivning av arbetssökande. Det finns en omfattande litteratur som analyserar effekten av sådana insatser. Studierna visar generellt sett på positiva effekter av jobbsökarprogram, men det finns en stor variation i hur programmen ser ut och vilka effekterna är.
En faktor som kan påverka effektiviteten hos ett jobbsökarprogram är hur ti-
digt insatserna sätts in. OECD förespråkar tidiga insatser, i synnerhet för upp- sagda arbetstagare där insatser skulle kunna starta redan under uppsägningstiden (OECD, 2016). Flertalet OECD-länder ställer numera också krav på att företag som gör massuppsägningar ska tillhandahålla så kallade sociala planer som kom- penserar de uppsagda ekonomiskt eller med omställnings- eller omskolnings- åtgärder (OECD, 2013). Det finns samtidigt väldigt lite empirisk evidens kring effekterna av sådana insatser, eller kring insatser tidigt i arbetslöshetsperioden överlag, och än mindre kring insatser som sker så tidigt som innan arbetslösheten inträffar.
På den svenska arbetsmarknaden finns inom kollektivavtal så kallade om- ställningsavtal som ger en möjlighet för arbetstagare som sägs upp på grund av arbetsbrist att få hjälp med att hitta ett nytt arbete. Den uppsagde erbjuds person- lig rådgivning och kan också få ta del av olika typer av ekonomiska ersättningar beroende på det aktuella avtalets innehåll. En skillnad från det stöd som ges till arbetslösa inom den traditionella arbetsmarknadspolitiken är att insatserna foku- serar mer på individuell rådgivning och andra insatser som utgår ifrån individens behov. Unikt är också att stödet i regel kan sättas in under uppsägningstiden och därmed innan faktisk arbetslöshet, vilket är en viktig skillnad gentemot den or- dinarie arbetsmarknadspolitiken. I ett internationellt perspektiv är den här typen av avtal, så vitt jag vet, unikt för Sverige.
Ungefär 60 procent av den svenska arbetskraften omfattas idag av olika om- ställningsavtal.1 Vilka effekter omställningsavtalen har på arbetsmarknaden är däremot ett i allt väsentligt outforskat område. Omställningsorganisationerna presenterar egen statistik och uppföljningar som pekar på goda resultat. Några vetenskapliga effektutvärderingar av omställningsavtalen har däremot inte gjorts tidigare. Avtalen har potentiellt stora effekter på arbetsmarknadens funktionssätt, både genom det stöd som utgår i sig men även genom interaktioner med den offentliga arbetsmarknadspolitiken. De kompletterande omställningsinsatserna som erbjuds genom avtalen påverkar sannolikt vilka uppsagda som faktiskt blir arbetslösa och även effekten av ordinarie arbetsmarknadspolitiska åtgärder.
Den här studien är den första analysen av kausala effekter av omställnings- insatser från ett omställningsavtal. Hittills har data över vilka som har fått stöd genom avtalet inte varit tillgängliga för forskare. I den här studien använder jag information om vilka individer som har fått omställningsstöd genom det största omställningsavtalet i termer av antal personer som fått stöd; nämligen avtalet mellan Svenskt Näringsliv och LO (framöver benämnt SN-LO avtalet) som gäller för arbetare i privat sektor. Utvärderingen av omställningsinsatserna ana- lyserar effekterna av tidiga och mer individuellt inriktade insatser för arbets- sökande. Denna kunskap kan bidra till frågan hur arbetsmarknadspolitiken bör utformas för att vara som mest effektiv. Drygt 85 procent av de uppsagda i data- materialet startar sitt omställningsprogram före sista anställningsdagen. Det är en viktig skillnad i jämförelse med Arbetsförmedlingen som idag sätter in större insatser först efter en längre tid i arbetslöshet eller för särskilda grupper, framför- allt personer som bedöms vara i riskzonen för att hamna i långvarig arbetslöshet. Så vitt jag vet är detta den första studien som undersöker effekterna av så här tidiga insatser till arbetssökande i sig. Studien bidrar också till kunskapen om effekterna av rådgivning till arbetssökande utan kontroll-elementet. Den tidigare litteraturen studerar den sammanvägda effekten av rådgivning och kontroll ef- tersom arbetsförmedlare, som typiskt sett genomför den rådgivning som studeras i litteraturen, samtidigt ansvarar för att kontrollera att de arbetssökande uppfyller kraven för arbetslöshetsersättningen. De coacher som tillhandahåller rådgivning
genom omställningsavtalen har inte denna kontrollfunktion.
Jag studerar effekten av omställningsinsatser till privatanställda arbetare som har sagts upp genom större uppsägningar. Jag använder varselstatistik från Ar- betsförmedlingen som samlas in på individnivå vid uppsägning av fem eller fler
1 Denna procentsats baseras på en jämförelse av antalet som omfattas av de olika avtalen enligt Xxxxxx, 2015 och storleken på arbetskraften i Sverige enligt Statistiska Centralbyråns arbetskraftsundersökning (AKU), 2018.
arbetstagare, tillsammans med uppgifter från Trygghetsfonden TSL, som admi- nistrerar avtalet, över vilka av de uppsagda som har fått stöd genom avtalet, mellan 2006 och 2012. Dessa uppgifter har kombinerats med registerdata, som inkluderar en mängd bakgrundsvariabler och relevanta utfallsvariabler. För att identifiera de kausala effekterna utnyttjar jag det faktum att man måste ha varit anställd i minst tolv månader sammanhängande hos ett eller flera företag som är anslutna till avtalet för att beviljas stöd, genom en så kallad fuzzy regression discontinuity design. Metoden innebär att jag jämför de som precis uppfyller detta krav med de som precis inte uppfyller det. Genom att använda denna metod skattar jag endast effekterna för de som ligger nära gränsen för att få stöd med avseende på anställningstid. Det innebär att resultaten skattas för personer med en relativt kort anställningstid inom avtalet, och som har sagts upp genom större varsel. En stor del av urvalet utgörs av personer som sades upp under den eko- nomiska krisen, en period då trycket på omställningsprogrammet var extremt i en historisk jämförelse. Effekterna som skattas för den studerade gruppen skiljer sig sannolikt från den genomsnittliga effekten för de som deltar i omställnings- programmet sammantaget.
Det stöd som studeras innefattar individuell rådgivning från en personlig
coach som kan hjälpa till med bl.a. att kartlägga den uppsagdes kompetensprofil, utforma CV och jobbansökningar, träna inför anställningsintervjuer etc. Jag stu- derar effekterna på hur snabbt man hittar ett jobb, efterföljande inkomst och kva- liteten på det nya jobbet. Eftersom stödet kan starta redan under uppsägnings- tiden studerar jag även effekten på sannolikheten att bli arbetslös. Indikatorer på det nya jobbets kvalitet är dess varaktighet och månadsinkomsten vid det första jobbet efter uppsägningen.
Mina resultat tyder inte på att omställningsinsatserna har haft någon effekt på sannolikheten att bli arbetslös eller på tiden i arbetslöshet för den grupp som studeras. Däremot visar resultaten att insatserna har haft en stark positiv effekt på hur länge det nya jobbet varar. Resultaten tyder inte på att insatserna har på- verkat inkomsterna upp till två år efter uppsägningen, eller den genomsnittliga månadsinkomsten vid det första nya jobbet. Analysen tyder inte heller på att ef- fekterna beror på hur tidigt insatserna sätts in.
Resten av rapporten är disponerad på följande sätt. Avsnitt 2 ger en bakgrund kring omställningsavtal och potentiella effekter enligt nationalekonomisk teori samt presenterar tidigare empiriska resultat från relaterade studier. Avsnitt 3 be- skriver den empiriska metoden och datamaterialet. I avsnitt 4 presenteras resul- taten, och slutsatserna och en diskussion om hur dessa kan tolkas presenteras i avsnitt 5.
2 Bakgrund
Omställnings- eller trygghetsavtal har vuxit fram som ett komplement till den ordinarie arbetsmarknadspolitiken. De första omställningsavtalen kom till under 1970-talet som ett svar på att den privata tjänstemannasidan inte tyckte att den statliga hjälp som fanns till omställning var tillräcklig för de behov som fanns hos gruppen. Parterna enades då om att skapa omställningsinsatser inom ramen för kollektivavtalen som bättre skulle kunna tillgodose dessa behov. Idag finns liknande avtal för stora delar av arbetsmarknaden. Senast 2012 tillkom ett om- ställningsavtal för den kommunala sektorn som omfattar cirka 1,1 miljon arbets- tagare och som därmed också är det största. Sedan 2004 har den privata arbetar- sidan ett omställningsavtal som omfattar drygt 900 000 arbetare. Tillsammans med det statliga trygghetsavtalet utgör de ovan nämnda avtalen de fyra stora om- ställningsavtalen på arbetsmarknaden.2 Därtill finns det ett antal mindre avtal som omfattar i snitt några tiotusental-arbetstagare vardera. Ungefär 60 procent av den svenska arbetskraften omfattas idag av olika omställningsavtal.
Omställningsinsatserna erbjuds till personer som sägs upp på grund av arbets- brist.3 Inom de olika avtalen finns även andra kriterier som måste uppfyllas för att ta del av stöden. Dessa varierar mellan avtalen, men också mellan de olika insatserna inom samma avtal. Normen är att det är tillsvidareanställda som om- fattas, men i ökande utsträckning omfattas idag även personer med visstids- anställning inom vissa avtal. SN-LO-avtalet, som studeras i den här rapporten, omfattar alla tillsvidareanställda arbetare som är anställda hos något av de cirka 100 000 anslutna företagen, oavsett fackligt medlemskap.4 I termer av antal upp- sagda som fått stöd är SN-LO-avtalet det största av omställningsavtalen (Walter, 2015). Av alla arbetare som sagts upp på grund av arbetsbrist genom de större uppsägningar som finns med i Arbetsförmedlingens varselstatistik för åren 2006–2012 sades 78 procent upp från företag anslutna till avtalet och 64 procent av dessa har tagit del av omställningsstödet. Av samtliga uppsagda i varsel- statistiken, inklusive andra tjänstekategorier, har 35 procent deltagit i stöd enligt avtalet.
2 Omställningsavtalet för privatanställda tjänstemän omfattar kring 950 000 anställda och det statliga cirka 250 000 anställda.
3 Ett fåtal avtal erbjuder numera även omställningsstöd till personer som har blivit eller riskerar att bli uppsagda på grund av ohälsa. Trygghetsrådet TRS erbjuder sedan 2017 detta permanent, efter en prövoperiod sedan 2012, och Kyrkans Trygghetsråd erbjuder i skrivande stund under en försöksperiod omställningsstöd till personer som sagts upp på grund av ohälsa.
4 De lokala parterna kan dock förhandla i förväg om att exkludera sina arbetare från avtalet.
Omställningsavtalen administreras av så kallade trygghets- eller omställ- ningsfonder eller -råd som erbjuder individuellt anpassade insatser med syftet att leda till ett nytt jobb. Omställningsstödet finansieras av en avgift som betalas av arbetsgivarna, som uppgår till en andel av de totala lönekostnaderna. Denna an- del varierar mellan avtalen. Avgiften som betalas av företagen anslutna till SN- LO-avtalet är 0,3 procent. De uppsagda ansöker inte själva om stöd. Istället är det företagen som tillsammans med fackorganisationerna lämnar ansökan om stöd för samtliga uppsagda som omfattas av avtalet. Vid konkurser kan den fack- liga organisationen ensamt ansöka om stöd för de berörda. Till skillnad från många andra avtal så tillhandahålls omställningsstödet som baseras på SN-LO- avtalet inte av trygghetsfonden som administrerar avtalet, Trygghetsfonden TSL, själva utan upphandlas från lokala leverantörer. Företag och fack beslutar till- sammans vilken av de leverantörer som har tecknat avtal med trygghetsfonden som ska få uppdraget att utföra omställningsstödet för alla som omfattas av re- spektive uppsägning. Deltagande i omställningsprogrammet är frivilligt för de uppsagda.
Syftet med omställningsförsäkringen är att hjälpa uppsagda att snabbt hitta ett nytt jobb och underlätta omställningsprocessen på företaget. De individer som uppfyller kraven för att få ta del av stödet får rådgivning av en personlig coach som ska hjälpa dem att hitta ett nytt jobb. Målet är att den uppsagde ska hitta ett jobb eller annan lösning inom tolv månader, men också att jobbet ska vara håll- bart. Utförarna bedöms enligt andelen som fått ett jobb tolv månader efter sista anställningsdagen med också utifrån hur nöjda deltagare, fackliga organisationer och företag är. Exempel på aktiviteter som rådgivningsinsatsen kan innefatta är kompetenskartläggning, hjälp med att definiera möjliga arbeten att söka, skriva CV och arbetsansökningar och träna inför anställningsintervjuer. Stödprogram- met utformas av coachen och den uppsagde tillsammans enligt den uppsagdes behov. Det finns inga riktlinjer för t.ex. hur ofta eller på vilket sätt de måste träffas, eller vilka stödaktiviteter som ska genomföras, utan detta bestäms helt av coachen och den uppsagde. Det är också möjligt för den uppsagda att ta del av kortare utbildningsinsatser, t.ex. för att få ett truckkörkort eller liknande. Under den studerade perioden användes dock denna möjlighet väldigt restriktivt. Ut- bildningsinsatser kunde endast komma till stånd i fall då detta kunde påvisas ge en konkret anställningsmöjlighet, och insatsen skulle heller inte inkräkta för mycket på rådgivningen. I specialfall kunde mer intensiva utbildningsinsatser ersätta rådgivningen. Sedan november 2017 arbetar Trygghetsfonden TSL uti- från en ny modell där möjligheterna till utbildningsinsatser är större.5
5 Den nya modellen innebär att TSL vid sidan av coaching numera även erbjuder utbildnings- och valideringsinsatser till de som är i behov av detta. Branschvalideringen innebär att yrkeskunskaper
Frekvens 4000
0
2000
6000
8000
-365 -184 -92 0 92 184 365
Dagar före sista anställningsdagen
Figur 1 Programmets start, antal dagar före sista anställningsdagen
Anm: Histogrammet visar frekvensen av uppsagda som startar sitt omställningsprogram inom det antal dagar före sista anställningsdagen som specificeras på x-axeln, i block om en månad. Absolutvärden över 497 dagar har exkluderats för symmetri.
Enligt avtalet kan omställningsprogrammet starta direkt när arbetstagaren har fått besked om uppsägning. Programmet startar typiskt sett innan sista anställnings- dagen. Figur 1 visar fördelningen av starttidpunkterna för programmet över antal dagar före den enligt uppsägningen sista anställningsdagen. Det vanligaste är en- ligt figuren att omställningsprogrammet startar inom en till två månader före den angivna sista anställningsdagen. Startdatumet rapporteras in av leverantören och baseras på det andra mötet mellan coach och arbetstagare. Det första mötet är ett informationsmöte där omställningsprogrammet presenteras. Vid det andra mötet skriver arbetstagaren in sig i omställningsprogrammet som därmed startar.
Drygt 85 procent startar omställningsprogrammet under sin uppsägningstid. Utöver det andra mötet rapporteras inte möten eller aktiviteter, vilket innebär att vi vet lite om hur programmets innehåll ser ut för olika individer. Enkätmaterial
som den uppsagde besitter dokumenteras. TSL har i den nya modellen en mer operativ funktion och utför kartläggningssamtal medan upphandlade leverantörer fortsatt utför beslutat stöd. (Sjögren, 2017)
som TSL har tagit fram under 2013 visar att medianantalet är tre möten, medan en fjärdedel av de svarande har träffat sin coach mer än fem gånger.
Utan att veta mycket om programmets intensitet för enskilda individer, så vet man att intensiteten under uppsägningstiden varierar beroende på det dåvarande arbetets karaktär. Om det är möjligt får den uppsagde gå ifrån arbetet för att delta i möten med sin coach. Det är dock upp till arbetsgivaren att bedöma om detta är möjligt. Många typiska jobb för de som omfattas av avtalet har en karaktär som gör det svårt för arbetsgivaren att låta de anställda frånvara för sådana mö- ten. Det kan vara mer kostsamt för en arbetsgivare att låta en arbetstagare lämna sin plats på det löpande bandet eller en lastbilschaufför boka om sin rutt, än det är att låta en elektriker gå en timme tidigare. Intensiteten i programmet tilltar därför enligt TSL i praktiken ofta efter att uppsägningstiden tagit slut.
De uppsagda kan få omställningsstöd i upp till ett år efter den sista anställ- ningsdagen. Leverantören får dock en fast summa, som under merparten av den studerade perioden var 22 000 kronor, för varje uppsagd de coachar, vilket ger den rådgivning som pengarna räcker till. Pengarna kan omfördelas mellan upp- sagda inom samma varsel. Leverantören får halva summan efter det andra mötet då den uppsagda skriver in sig, och den andra halvan tidigast tre månader efter det andra mötet, eller när den uppsagde har hittat ett jobb eller en annan lösning. I jämförelse med de flesta andra omställningsavtal är omställningspaketet till- gängligt för de privatanställda arbetarna mindre omfattande. Priset för rådgiv- ningen är här begränsad till en bestämd summa vilket inte är fallet inom andra avtal.6 Den maximala tiden för omställningsprogrammet är också kortare; råd- givningen kan pågå i maximalt tolv månader efter den sista anställningsdagen jämfört med två eller fem år inom de andra större avtalen, som också ofta erbju- der efterskydd, d.v.s. möjlighet att återgå till omställningsprogrammet om det nya jobbet skulle avslutas inom en efterskyddsperiod om vanligen fem, eller
t.o.m. sju, år. Utöver ett avgångsbidrag för uppsagda över 40 år, så finns inga andra varken aktiva eller passiva stöd än de som beskrivits här. Inom andra avtal finns utöver den individuella rådgivningen generellt större möjligheter till andra typer av stöd såsom kurser och seminarium kring jobbsökande, bidrag till om- kostnader för att åka till intervjuer eller för flytt på grund av jobb på ny ort, löne- utfyllnad (att trygghetsfonden betalar en del av mellanskillnaden under en period om man tar ett jobb med en lägre lön än den tidigare), betald praktik eller finan- siellt stöd för en kortare eller längre vidareutbildning etc. Stödformerna som er- bjuds varierar mellan avtalen.
6 Däremot finns en möjlighet för leverantörerna att omfördela resurser mellan deltagare med olika stora behov av stöd.
Detta delavsnitt innehåller en teoretisk bakgrund till sökprocessen och vilken roll jobbsökarprogram kan spela i jobbsökandet, enligt en nationalekonomisk standardmodell för jobbsökande. (Klerman m.fl. 2012) För att hitta ett nytt jobb måste en arbetssökande lägga ner en viss möda på att söka efter ett passande jobb. Den arbetssökande belönas för sin möda med fler och bättre erbjudanden, och ju mer möda som läggs ner desto snabbare kommer ett acceptabelt jobb- erbjudande. Det finns samtidigt en kostnad för att lägga ner möda på arbets- sökande, både genom direkta utgifter kopplade till sökprocessen och genom tiden som läggs på att söka jobb istället för fritid och den psykiska ansträng- ningen det innebär. Varje arbetssökande gör en avvägning mellan dessa kostna- der och värdet av att hitta ett jobb jämfört med att fortsätta vara (eller bli) arbetslös.
Rådgivning till arbetssökande syftar till att öka takten som jobberbjudanden kommer i och förbättra karaktären hos erbjudandena, t.ex. i termer av högre lön eller bättre förmåner, bättre anställningsvillkor eller längre förväntad duration. Bättre matchningar karaktäriseras av mer produktiva jobb som därför har en längre varaktighet.
Rådgivningen kan påverka arbetssökandet på flera sätt. Det mest uppenbara är att den ökar avkastningen av den möda som läggs ner – rådgivaren kan lära ut mer effektiva jobbsökarmetoder som ger fler och bättre jobberbjudanden för samma möda. Rådgivaren kan också bidra med information som ger en mer kor- rekt bild av vilka jobb som är möjliga att få. Om den arbetssökande tidigare över- skattade vilka jobb som var möjliga att få kan rådgivningen därigenom bidra till att denne hittar ett jobb snabbare genom att anpassa sitt sökande till en mer upp- nåelig uppsättning jobb. Om den arbetssökande istället tidigare underskattade vilka jobb som var möjliga att få skulle rådgivningen däremot kunna bidra till att det tar längre tid att hitta ett lämpligt, men i gengäld bättre, jobb.
Stödinsatserna kan uppmuntra ökat sökande i sig men kan också ta tid från arbetssökandet, vilket initialt kan leda till färre jobberbjudanden och förlängd arbetslöshet. Detta kallas en inlåsningseffekt. Rådgivningen kan också, direkt eller indirekt, innefatta en kontroll av arbetssökandet. Kontrollen kan uppfattas som besvärande och ses som en kostnad förknippad med till jobbsökande, vilket minskar värdet av att vara arbetslös relativt att hitta ett jobb. Det kan därför upp- stå en så kallad hoteffekt, en effekt på jobbfinnande som inträffar innan själva rådgivningen har kommit igång och som har att göra med hotet att tvingas på- börja rådgivningsprogrammet. Programmet gör att värdet av att hitta ett nytt jobb ökar jämfört med att fortsätta vara arbetslös och behöva delta i rådgivningen,
vilket kan vara nog för att förmå arbetssökande att öka sin sökansträngning (eller kanske sänka sina krav) och hitta ett jobb innan programmet startar.
Den ekonomiska litteraturen om jobbsökarprogram och rådgivning av arbets- sökande visar ofta på att de har en positiv signifikant effekt eller att det inte finns någon statistiskt säkerställd effekt på arbetsmarknadsutfall. Jobbsökarprogram har en större effekt på kort sikt medan utbildningsinriktade program ger större vinning på lång sikt. Subventionerade anställningar i offentlig sektor ger mindre sannolikt positiva effekter (Card, Kluve och Weber 2010). Jobbsökarprogram har en stabil eller minskande effekt över tid, och effekten är också mindre kontra- cyklisk än effekten av t.ex. utbildningsinriktade program. Programmen är också generellt sett mer effektfulla för yngre och äldre deltagare och för grupper med särskilda svårigheter på arbetsmarknaden än för arbetslöshetsersättnings- mottagare generellt sett (Card, Kluve och Weber 2015). Många studier av rådgiv- ning till arbetssökande använder randomiserade sociala experiment för att skatta kausala effekter. Hot-effekten av programmen verkar vara viktig. Individuella möten med handläggare på arbetsförmedlingen verkar ha bättre effekt än grupp- möten.
Xxxxx (1995) studerar fem experiment i USA med syfte att ge förbättrad råd- givning, men som i stor utsträckning också innefattade ökad kontroll av arbets- sökande. Författaren finner fördelaktiga effekter på arbetslöshetsersättningsuttag och inkomster. Gorter och Kalb (1996) studerar ett experiment med ett intensivt jobbsökarprogram i Nederländerna och finner positiva, men inte statistiskt säker- ställda, effekter på tiden i arbetslöshet. Xxx xxx Xxxx och van der Klaauw (2001) analyserar även de ett experiment i Nederländerna med lågintensivt jobbsökar- stöd och finner inga effekter på tiden i arbetslöshet. De visar att den samtidigt ökade kontrollen av de arbetssökande verkar förmå arbetssökande att byta från informella till formella sökkanaler.
Xxxxxx Xxxxxxxx, Xxxxxxx och Xxxxxx (2017) jämför effekter från tre expe- riment med tidig och intensifierad rådgivning till arbetssökande i Danmark. De visar att individuella mötet varannan vecka under de första 13 veckorna i arbets- löshet hade en positiv effekt på det totala antalet veckor med anställning efter programmets start. Män verkar påverkas mer, och resultaten tyder på att effekten beror på att män behåller efterföljande anställning längre, snarare än att de hittar jobb snabbare. Författarna finner också att veckovisa gruppmöten hade en posi- tiv, men inte statistiskt säkerställd, effekt på sysselsättning, även denna driven av längre varaktighet i anställningen efter arbetslöshet snarare än kortare arbets-
löshetsperioder. Deras slutsats är att tidiga och frekventa möten med arbets- förmedlarna är det mest kostnadseffektiva sättet att hjälpa de arbetslösa. Graver- sen och van Ours (2008) studerar ett annat experiment på den danska arbets- marknaden. Det obligatoriska programmet innefattade en kort jobbsökarkurs kombinerat med intensifierad arbetsförmedlarrådgivning och ett utbildnings- program efter fyra månaders arbetslöshet. Resultaten tyder på att programmet var mycket effektivt och minskade mediantiden i arbetslöshet med 18 procent och ökade frekvensen av övergång till jobb med 30 procent. Effekten varierade inte beroende på kön eller ålder. Resultaten verkar drivas av den intensifierade rådgivningen samt hoteffekten av utbildningsprogrammet.
Xxxxxxxx (2009) utvärderar fem randomiserade experiment i Sverige som in- nefattade mer frekvent kontakt med arbetsförmedlare genom gruppmöten. Ef- fekten var positiv i termer av förkortad tid i arbetslöshet i alla experiment, men bara statistiskt säkerställd inom ett av experimenten. Hägglund visar att en stor del av effekten drevs av hotet om insatsen. Tillsammans hade experimenten också en positiv effekt på inkomster. En kombination av jobbsökarstöd och kon- troll hade fördelaktiga effekter, det hade däremot inte ökad kontroll ensamt.
Genom en serie experiment visar Xxxxxxxxx och Xxxxxxx (1994) samt Xxxxxxxxx, Xxxxxxx och Xxxxxx (2002) att ökat jobbsökarstöd utan ökad kontroll minskade tiden i arbetslöshet. Crépon, Dejemeppe och Gurgand (2005) utvärderar en fransk reform som stärkte inslagen av individuell rådgivning utan att ändra kontrollgraden av arbetssökande, och finner att reformen minskade tiden i arbetslöshet men hade ännu starkare effekter på varaktigheten på senare anställning, en signal om förbättrad matchningskvalitet. Xxxxx och Xxxxx (2004a) utvärderar en liknande reform i Österrike och finner att arbetslöshetstiden minskade. Inlåsningseffekten var liten eftersom små men positiva effekter inföll redan vid programstart och den fulla effekten uppstod halvvägs in i rådgivningsbehandlingen. Kvinnor verkar påverkas mer. I Xxxxx och Xxxxx (2004b) studerar de hur effekten av programmet varierar med programmets starttidpunkt i arbetslöshetsperioden och finner att effekten inte skiljer sig så länge programmet startar inom ett år i arbetslöshet. Startar programmet senare än så försvinner däremot den positiva effekten.
Xxxxxxxx (2007, 2009) studerar effekterna av s.k. outplacement, vilket är väl- digt likt omställningsinsatserna som studeras i den här rapporten. Studien baseras dock på ett litet datamaterial som innefattar arbetssökande som har fått hjälp från en outplacement-byrå i Spanien. Resultaten visar att tiden i arbetslöshet faktiskt ökade, vilket tros bero på en reservationslöneeffekt, d.v.s. att de som fick stöd krävde högre löner, vilket stöds av resultatet att de som fick stöd också fick högre
löner i det nya jobbet. Xxx xxx Xxxxx (2016) studerar effekten av avgångs- ersättning tillsammans med outplacement-tjänster som erhölls genom så kallade sociala kompensationsplaner för arbetstagare uppsagda genom massuppsäg- ningar i Nederländerna. Stöd i arbetssökandet erbjöds under uppsägningstiden. Effekten av dessa två samtidiga behandlingar är enligt studien en ökad sannolik- het att hitta jobb under uppsägningstiden men samtidigt en ökad tid i arbetslöshet överlag och en negativ effekt på senare löner. Det går inte att uttyda vilken av komponenterna i behandlingen som driver resultaten, men författaren argumen- terar för att den rimliga tolkningen är att effekten på sysselsättning drivs av jobb- sökarstödet medan den förlängda tiden i arbetslöshet och löneeffekten beror på klumpsummebidraget.
Sammanfattningsvis tyder resultaten från den tidigare litteraturen på att tidigt och intensifierat stöd till arbetssökande har fördelaktiga effekter på arbetslösas möjligheter att hitta jobb, men också på matchningskvaliteten hos de funna job- ben i termer av varaktighet. Xxxxx och Xxxxx (2004b) finner dock att tidpunkten för när under arbetslöshetsperioden den intensifierade rådgivningen startar inte påverkar effekterna av programmet så länge det startar inom ett år från arbets- löshetens inträffande. Ingen studie utvärderar dock ensamt effekterna av så tidiga insatser som i den här studien, och evidensen om outplacement-tjänster är långt ifrån färdig. Hoteffekten är viktig för effekterna på arbetslöshetsperiodens längd. Omställningsstödet som studeras i den här rapporten är frivilligt och insatserna kan sättas in väldigt tidigt, vilket innebär att sannolikheten för en effekt på jobb- finnande innan programmet startar är mindre i detta fall. Studierna ovan tyder också på att ökat jobbsökarstöd utan någon ytterligare kontroll av arbetssökandet har fördelaktiga effekter på jobbfinnande och matchningskvalitet.
3 Empirisk strategi och data
3.1 Regression discontinuity-designen
Den idealiska strategin för att identifiera den sanna effekten av en behandling är att genomföra ett randomiserat experiment, där man i det här fallet slumpmässigt skulle välja ut vilka som får och inte får ta del av omställningsstödet för att sedan jämföra grupperna. En randomisering skulle säkerställa att ingenting annat sys- tematiskt skiljer jämförelsegrupperna åt än att vissa får omställningsstödet och andra inte. I empirisk forskning finns dock sällan denna möjlighet, och inte heller i detta fall är vem som får omställningsstöd lämnat åt slumpen. Detta skapar ett utvärderingsproblem; de som har fått stöd är generellt sett inte tillräckligt lika de som inte har fått stöd för en jämförelse rakt av.
För att komma runt detta problem och kunna säga någonting om de kausala effekterna av omställningsstödet använder jag mig av en empirisk strategi som kallas för regression discontinuity design (RD). Metoden går ut på att utnyttja ett av kvalificeringskriterierna för att få stöd, genom att jämföra dem som precis uppfyller kriteriet med de som är väldigt nära men precis inte uppfyller det. Tan- ken är att mellan dessa kan man se det som näst intill slumpmässigt vem som har fått ta del av stödet, och att jämförelsegrupperna nära gränsen är jämförbara i alla andra aspekter utom huruvida de har fått omställningsstöd. Det kvalifice- ringskrav som jag använder för att skatta de kausala effekterna är kravet att den uppsagde ska ha jobbat på ett eller flera företag som är anslutna till avtalet under en sammanhängande period om minst tolv månader vid den angivna sista an- ställningsdagen för att få ta del av omställningsstödet. Jag jämför därför personer som varslats vars angivna sista anställningsdag enligt uppsägningen gör att de precis respektive precis inte har jobbat i tolv sammanhängande månader på an- slutna företag.
Jämförelsegrupperna är per konstruktion inte helt lika vad gäller den kvalifi- cerande anställningstiden. Genom att jämföra personer nära kvalificerings- gränsen, som har nästan lika lång anställningstid inom avtalet, så är förhopp- ningen att eventuell snedvridning på grund av att anställningstiden skiljer sig åt mellan grupperna är försumbar. Jag använder ett spann om tre månader på respektive sida om kvalificeringsgränsen.7
Den empiriska strategin gör det möjligt att säga något säkert om effekterna, men innebär samtidigt en begränsning i vilka individer som inkluderas i ana- lysen, vilket påverkar tolkningen av resultaten. Om anställningstiden inom avta- let i sig påverkar de senare utfallen måste resultaten tolkas som en lokal effekt som är giltig för dem som har runt tolv månaders kvalificerande anställningstid. Det finns goda anledningar att tro att anställningstiden påverkar de utfall som studeras i den här rapporten. En relativt kort anställningstid som tolv månader innebär att man relativt nyligen har bytt jobb och därmed har en mer aktuell er- farenhet av jobbsökande i jämförelse med andra som tar del av omställningsstö- det. Genom att man också fick ett jobb innebär den korta anställningstiden sam- tidigt en signal på god anställningsbarhet. Det kan innebära att den studerade gruppen har ett mindre eller annorlunda behov av stödinsatser än andra motta- gare av omställningsstöd. Andra eller mer intensiva omställningsinsatser kan krävas för att placera en person som arbetat länge på samma arbete, vars jobb- specifika kompetens är större och kan vara svårare att överföra till andra jobb på arbetsmarknaden när det jobbet försvinner, än en person som arbetat en kortare period på det jobb som denne sägs upp från. Det är därför rimligt att förvänta sig
7 Känslighetsanalyser visar att slutsatserna inte förändras om spannet ökas eller minskas något.
att effekten av omställningsstödet är annorlunda för den grupp som studeras jäm- fört med deltagarna i omställningsprogrammet som helhet.
För att vara berättigad till omställningsstödet finns förutom kravet på anställ- ningstiden ett antal ytterligare kriterier som man måste uppfylla. Avtalet omfattar endast tillsvidareanställda som sägs upp på grund av arbetsbrist. Man ska också ha arbetat i snitt minst 16 timmar i veckan, och vara som äldst 64 år och 11 månader vid ansökan om omställningsstöd. Den anställda får heller inget om- ställningsstöd om denne är i tvist med arbetsgivaren om uppsägningen. Eftersom datamaterialet inte inkluderar information om alla dessa kriterier så använder jag en variant av metoden som kallas fuzzy RD, vilket innebär att istället för att se sammanhängande anställningstid om minst tolv månader som direkt avgörande för att vara berättigad till stödet så används detta kriterium som ett så kallat in- strument för att ha fått stödet. Det innebär att effekten skattas för de som har tillräcklig kvalificerande anställningstid och som faktiskt får stöd, men som inte skulle ha fått det annars. Det gäller enbart för dem som uppfyller alla kriterier för att få stöd och som faktiskt deltar i omställningsprogrammet.
Eftersom datamaterialet endast innehåller månadsdata över starten på anställ- ningarna, men det exakta datumet för den angivna sista anställningsdagen, så finns ett möjligt mätfel i den exakta kvalificerande anställningstiden. Jag använ- der månadens första dag som start på anställningen för att beräkna anställnings- tiden, vilket gör att mätfelet blir en möjlig överskattning om maximalt en månad. Uppmätta värden under 365 dagar ger ett sant värde som med säkerhet är under tolv månader, och uppmätta värden över 395 ger ett sant värde som med säkerhet är över tolv månader, eftersom det uppmätta värdet är maximalt en månad större än det sanna. För uppmätta värden däremellan är det däremot oklart om det sanna värdet ligger över eller under kvalifikationsgränsen. Sannolikheten att få stöd skiftar då inte nödvändigtvis tydligt uppåt direkt vid tolvmånadersgränsen hos det uppmätta värdet, utan ökar successivt över 30 dagar eftersom fler och fler uppnår gränsen hos det sanna värdet. Eftersom diskontinuiteten är central för den metod som används, så exkluderas observationer med dessa värden ur analysen. Detta kallas en donut RD-strategi.8 I samtliga resultat som redovisas har också kontrollvariabler för viktiga bakgrundsegenskaper inkluderats i skattningarna.9
8 Benämningen kommer av att man skapar ett ”hål” i datamaterialet, likt hålet i en munk.
9 Kontrollvariablerna som ingår i analysen är ålder, kön, utbildningslängd, civilstånd, antal barn, ursprung och tidigare arbetsmarknadsutfall såsom år med inkomst, tid i arbetslöshet och löneinkomstnivå de senaste fem åren före varslet. Kontrollvariablerna inkluderar också lokal arbetslöshetsnivå på länsnivå, storleken på företaget, på varslet och andelen anställda som berördes samt huruvida man fått avgångsbidrag via omställningsavtalet. I analyserna beaktas också att effekterna kan skilja sig mellan uppsägningsår, -månad och boendekommun.
Metoden i sig ska medföra att jämförelsegrupperna är jämförbara, men kontroll- variabler kan inkluderas för att öka precisionen. Slutsatserna av min analys är desamma om kontrollvariablerna inte inkluderas i analysen.
Datamaterialet som används i den här studien baseras på pseudonymiserade10 uppgifter om vilka som har fått omställningsinsatser via SN-LO avtalet under perioden 2006–2012. Urvalet och kontrollgruppen definieras utifrån varsel- statistik som samlas in av Arbetsförmedlingen med stöd i lagen (1974:13) om vissa anställningsfrämjande åtgärder, som säger att varsel ska anmälas till Ar- betsförmedlingen när minst 5 anställda inom ett län, eller minst 20 inom en 90- dagarsperiod, varslas. Varselstatistiken innehåller uppgifter på individnivå om vilka individer som sägs upp och av vilket företag. Uppsägningarna baseras på principen sist in, först ut, men undantag från denna regel kan göras genom fack- liga förhandlingar. Varselstatsiken innehåller även information om vilka vars- lade som är arbetare respektive tjänstemän, och denna information kombineras med uppgifter om vilka företag som varit anslutna till avtalet under perioden och när samt vilka av de varslade som har fått omställningsstöd utifrån avtalet.
Datamaterialet kopplas också ihop med registeruppgifter över bakgrunds- egenskaper och arbetsmarknadsutfall. Jag studerar effekterna av omställnings- avtalet på sannolikheten att bli arbetslös, tid i arbetslöshet11 och matchkvaliteten för de som har hittat ett nytt jobb i termer av jobbets varaktighet och även senare inkomster.
Eftersom kontrollgruppen utgörs av de varslade som återfinns i varsel- statistiken, som alltså har sagts upp genom större varsel om fem eller fler, av- gränsas studien till personer som sagts upp genom dessa större varsel.12 Detta för att grupperna som jämförs ska vara jämförbara även i termer av storleken på varslet. Arbetsmarknadsutfallen kan mycket väl påverkas av om man sägs upp samtidigt som få eller många personer samtidigt (vilket min heterogenitetsanalys också tyder på, se avsnitt 4). En stor andel, 61 procent, av individerna som har
10 Att uppgifterna är pseudonymiserade innebär att person- och organisationsnummer har ersatts av ett löpnummer. Forskaren har inte tillgång till ”nycklarna” som kopplar samman löpnumren och de identifierande uppgifterna, utan de lagras hos Statistiska Centralbyrån.
11 Arbetslöshet mäts i huvudskattningarna i termer av utbetalning av arbetslöshetsersättning. Om arbetslöshet istället definieras enligt inskrivning hos Arbetsförmedlingen är slutsatserna oförändrade.
12 Jag inkluderar bara personer som finns med som varslade en gång i det totala matchade materialet med varslade enligt Arbetsförmedlingen och trygghetsfonden, eller flera gånger enbart i varselstatstiken från Arbetsförmedlingen, för att tillse att fel i matchningen mellan datamaterialen inte gör att en person räknas som både behandlad och inte behandlad för samma varsel på grund av felrapportering av organisationsnummer eller sista anställningsdag i endera datakällan.
fått omställningsstöd under den studerade perioden sades upp genom mindre varsel och återfinns inte i varselstatistiken. Dessa är därför inte inkluderade i analysen. Denna avgränsning, som beror på att det inte finns några tillgängliga uppgifter om kontrollindivider från mindre varsel, gör att jag skattar effekten av omställningsstödet för de som sägs upp genom större varsel om fem eller fler.13 Detta är en viktig grupp att studera eftersom stora varsel involverar många indi- vider och potentiellt medför en större belastning på trygghetssystemen i sam- hället.
Effekten kan samtidigt tänkas vara annorlunda för personer som sägs upp genom mindre varsel. Större företag, som är mer sannolika att göra större upp- sägningar, har sannolikt större möjligheter att tillhandahålla kompletterande in- satser för dem som sägs upp. Vid riktigt stora uppsägningar är det också möjligt att andra intressenter, såsom t.ex. staten, går in med extra insatser. Arbetsför- medlingen fick under perioden också extra resurser som användes bl.a. för att möta varslade och arbetssökande tidigt i processen i regioner som drabbas av större varsel (Arbetsförmedlingen, 2009). Om man kan anta att den extra nyttan av varje insats minskar med mängden insatser för samma individ så kan effekti- viteten hos omställningsinsatserna vara mindre i dessa specifika fall än vad de är generellt. Större varsel, särskilt under den ekonomiska krisen, som utgör en be- tydande andel av analysobservationerna under den studerade perioden, innebär också fler riktigt stora omställningsprojekt. Det är troligt att effekten påverkas av arbetsmarknadsläget och av inflödet till omställningsprogrammet, som var extremt under den ekonomiska krisen jämfört med både tidigare och senare.
3.3 Beskrivning av datamaterialet
Tabell 1 visar deskriptiv statistik över urvalen. Jämfört med det totala urvalet är de som befinner sig nära tolvmånadersgränsen i snitt sju år yngre och har 5,5 års kortare arbetslivserfarenhet och aningen längre utbildning, vid sidan om en av- sevärt kortare kvalificerande anställningstid. De har också en lägre genomsnittlig inkomst fem år före varslet, och är i något mindre utsträckning kvinnor respek- tive gifta samt födda i Sverige.
13 Deskriptiv statistik för hela datamaterialet, inklusive de som fått stöd som varslades genom mindre varsel, jämfört med det avgränsade urvalet visar att grupperna är väldigt lika i övriga aspekter medan storleken på företaget, vilken samvarierar med varselstorleken, skiljer sig något.
Nära kvalifikationsgränsen | Hela urvalet | |
Kvalificerande anställningstid, dagar | 372,55 | 2 394,66 |
(67,21) | (1 926,33) | |
Ålder | 32,07 | 39,10 |
(11,59) | (12,88) | |
Arbetslivserfarenhet, år | 9,00 | 14,45 |
(7,68) | (7,96) | |
Andel kvinnor | 0,24 | 0,26 |
(0,43) | (0,44) | |
Utbildning, år | 11,24 | 11,08 |
(1,60) | (1,59) | |
Xxxxx gifta | 0,23 | 0,32 |
(0,42) | (0,47) | |
Genomsnittlig årsinkomst fem år före varslet (100-tals kronor) | 1 130,24 | 2 216,16 |
(951,80) | (973,28) | |
Antal barn | 0,62 | 0,63 |
(0,95) | (0,98) | |
Arbetslöshet, dagar | 903,36 | 819,26 |
(1 162,48) | (1 035,52) | |
Lokal arbetslöshet, län, procent | 7,55 | 7,70 |
(1,50) | (1,47) | |
Xxxxx födda i Sverige | 0,77 | 0,80 |
(0,42) | (0,40) | |
Varslets storlek | 39,91 | 115,45 |
(105,90) | (308,63) | |
Företagets storlek | 1 116,46 | 1 483,43 |
(2 172,23) | (2 972,27) | |
Antal observationer | 2 570 | 68 661 |
Identifikationsstrategin bygger på att sannolikheten att få omställningsstödet ökar när den kvalificerande anställningstiden går från att vara mindre än tolv månader till att vara tolv månader eller mer, eller med andra ord att omställnings- stöd ges i större utsträckning när kvalifikationsgränsen uppfylls jämfört med när den precis inte gör det. En RD-skattning av kvalifikationskravets uppfyllande på sannolikheten att få omställningsstöd visar att sannolikheten att få stöd ökar med
35 procentenheter när kvalifikationskravet precis uppfylls jämfört med när det precis inte uppfylls.14
En utgångspunkt i att använda RD-strategin är att individerna som precis re- spektive precis inte uppfyller kvalifikationskravet är så lika varandra att det går att tillskriva skillnader i utfall till att vissa har fått omställningsstöd och andra inte. Detta går att utvärdera genom att analysera om observerade bakgrunds- egenskaper skiljer sig åt över och under kvalifikationsgränsen. En sådan analys bekräftar här att de på respektive sida om gränsen är lika varandra i termer av dessa observerbara egenskaper. Detta gör det också mer troligt att de även är lika även vad gäller andra faktorer som inte observeras i datamaterialet. Figur A.2 illustrerar hur bakgrundsegenskaper såsom ålder, kön, utbildningslängd, civil- stånd, antal barn, ursprung och tidigare arbetsmarknadsutfall, såsom år på arbets- marknaden, arbetslöshet och inkomster, utvecklas vid kvalifikationsgränsen. Dessutom illustreras utvecklingen av lokal arbetslöshetsnivå och storlek på vars- let man ingår i och företaget man var anställd hos. Figuren visar att dessa faktorer inte uppvisar några tydliga hopp vid kvalifikationsgränsen, vilket tyder på att individerna över och under gränsen är mycket lika varandra.15
4 Resultat
Tabell 2 visar effekten av omställningsstödet på de utfall som studeras i den här rapporten. Vad gäller sannolikheten att bli arbetslös och tiden i arbetslöshet så är punktskattningarna positiva, vilket antyder att omställningsstödet ökar sannolik-
14 I Figur A.1 illustreras hur andelen som får stöd gör ett hopp just vid kvalifikationsgränsen om tolv månaders anställningstid. Figuren visar också att inom det spann som exkluderas genom donut RD-strategin så ökar andelen kontinuerligt istället för att ökningen sker diskontinuerligt vid gränsen med mitt mått på anställningstiden. Detta är väntat på grund av mätproblematiken som diskuterades i avsnitt 3.1. Figuren visar dessutom att det finns en andel individer som fått omställningsstöd trots att tolvmånderskravet inte är uppfyllt, åtminstone inte med mitt mått på anställningstiden. Det kan bero på felrapporteringar i kontrolluppgifterna som ger ytterligare källor till mätfel i anställningstiden i den här studien, eller att kravet inte tillämpas helt strikt av omställningsorganisationen, som dock menar att så inte är fallet. Något som stöder hypotesen om felrapportering i kontrolluppgifterna relativt varselstatistiken är att ungefär tio procent av de varslade inte arbetade på företaget vid varseltidpunkten enligt kontrolluppgifterna. Vissa uppsagda sägs dessutom upp från olika företag samma dag enligt varselstatistiken och omställningsfondens statistik, vilket tyder på att det finns mätfel i datamaterialet vad gäller de rapporterade företagsidentifierarna. (Dessa inkluderas inte i analysen.) Eftersom jag använder kvalifikationsgränsen som ett instrument, så snedvrids inte resultaten så länge ett eventuellt mätfel är kontinuerligt vid tolvmånadersgränsen.
15 En av egenskaperna, huruvida man är född i Sverige, är signifikant diskontinuerlig vid gränsen. Detta är svårt att förklara, men när flera variabler testas är det möjligt att någon är signifikant genom slumpen. Hoppet enligt illustrationen i Figur A.2. är inte särskilt tydligt. I skattningarna av resultaten kontrollerar jag för, bl.a., huruvida man är född i Sverige.
heten för och tiden i arbetslöshet, men ingen av skattningarna är statistiskt säker- ställda. Det går alltså inte att säga med säkerhet att den sanna effekten är skild från noll, och resultaten tyder därför på att omställningsstödet inte har någon effekt på dessa två utfall för den studerade gruppen.
Utfall | (1) |
Sannolikheten att bli arbetslös | 0,072 |
(0,151) | |
Tid i arbetslöshet, dagar | 22,080 |
(37,518) | |
Jobbets varaktighet, månader | 7,043 |
(4,684) | |
minst 6 månader | -0,057 |
(0,122) | |
minst 12 månader | 0,352** |
(0,174) | |
minst 18 månader | 0,425*** |
(0,151) | |
minst 24 månader | 0,341** |
(0,172) | |
Genomsnittlig månadsinkomst nya jobbet | 1 596,613 |
(4 681,120) | |
Inkomst första året | 8 948,877 |
(30 982,060) | |
Inkomst andra året | 47 173,685 |
(37 578,676) |
Anm: På varje rad visas resultaten från en separat regression för respektive utfall. Klustrade stan- dardfel i parentes. */**/*** indikerar att resultatet är statistiskt skilt från noll på 10/5/1-procents- nivån. Antalet observationer är 2 449 inom bandbredden.
Vad gäller utfallen som handlar om kvaliteten hos det nya jobbet så kan denna endast skattas för de som faktiskt har hittat ett nytt jobb under undersökningspe- rioden. Det gäller 93 procent av de som ingår i urvalet. I fråga om det första jobbets varaktighet krävs emellertid också att det nya jobbet har upphört under uppföljningsperioden för att den fullbordade varaktigheten ska kunna mätas. Det är fallet för 77 procent av dem som har hittat ett nytt jobb. Effekten av omställ- ningsstödet på det första jobbets varaktighet är positiv, och punktskattningen tyder på att den fullbordade varaktigheten ökar med i snitt sju månader, men
skattningen är inte statistiskt signifikant. För att ta hänsyn till att många inte har avslutat den nya anställningen, och att huruvida man har det kan bero på omställ- ningsstödets effekt på jobbets varaktighet, så har jag även skattat den direkta effekten på sannolikheten att det nya jobbet varar i minst 6, 12, 18 eller 24 må- nader. Denna utfallsdefinition påverkas inte i lika hög grad av att många jobb fortsätter även efter uppföljningsperiodens slut. Resultaten i Tabell 2 visar att det finns en ansenlig och statistiskt säkerställd positiv effekt på sannolikheten att jobbet varar både minst 12, 18 och 24 månader. Den högsta punktskattningen tyder på att sannolikheten att jobbet varar i minst 18 månader ökar med drygt 40 procentenheter till följd av omställningsstödet. Vad gäller den genomsnittliga inkomsten det första året i det nya jobbet finns däremot ingen statistiskt säker- ställd effekt, även om punktskattningen är positiv, och detsamma gäller den totala inkomsten under det första och andra året efter uppsägningsdatumet.
Slutsatserna är robusta med avseende på om spannet av observationer som används i skattningarna på respektive sida om gränsen ökas eller minskas något. De är också oförändrade om kontrollgruppen begränsas till de varsel där åt- minstone någon av de uppsagda har fått omställningsstöd. Jag har också under- sökt om ansökningsdatumet till trygghetsfonden skiljer sig systematiskt från när personlistan för varslet lämnades till Arbetsförmedlingen, och kommer fram till att de ofta är nära i tid och lämnas först till Arbetsförmedlingen respektive TSL i var sin hälft av varslen. Detta minskar risken för att resultaten är snedvridna av att insamlingsförfarandena av de data som används för att identifiera kontroll- och behandlingsgrupperna inte är direkt samordnade. Ytterligare robusthetskon- troller visar att det inte finns några effekter enligt en placeboanalys där en gräns om 24 månaders kvalificerande anställningstid används, alltså där det inte finns någon skillnad över och under gränsen i chansen att få stöd. Detta visar att resul- taten inte drivs av andra skillnader som uppstår genom att den uppmätta anställ- ningstiden över- respektive understiger en tolvmånadersperiod. En sådan sak skulle, utöver det misstänkta mätfelet, kunna bero på att uppsägningstiden baseras på uppnådd anställningstid i årsintervall.
Jag har också undersökt om effekterna verkar skilja sig åt beroende på några
viktiga aspekter av det stöd som givits eller egenskaper hos dem som fått stödet. Omställningsinsatserna tycks inte vara mer effektivt ju tidigare det kommer igång.16 Insatserna tycks däremot vara mer effektiva vid mindre varsel, inom den studerade gruppen varsel om fem eller fler. Det är i linje med förväntningarna; det är fler som ska få stöd samtidigt vid stora omställningsprojekt, vilket kan
16 Det gäller både jämförelsen med de som fått stöd under eller efter uppsägningstiden och mer direkt hur snart efter uppsägningsbeskedet som insatserna kom igång.
innebära större belastningar på systemet samtidigt som effektiviteten hos insat- serna kan påverkas av insatser från andra håll som oftare förekommer vid stora varsel. Resultaten ger också en indikation på att mindre utförare är mer effektiva, det är dock svårt att dra några långtgående slutsatser om detta utifrån analysen eftersom ett fåtal utförare har utfört omställningsinsatser för en stor majoritet av de som har fått omställningsstöd totalt. Analysen kan därför bara särskilja mellan de som totalt har hjälpt fler eller färre än 10 000 varslade för att analysgrupperna inte ska vara alltför små, och bland utförarna i den mindre av dessa två grupper är variationen i antal klienter stor. Insatserna verkar vara mer effektiva för yngre uppsagda; t.ex. drivs resultaten på jobbets varaktighet av uppsagda som är under 25 år.17
En utvidgning av analysen, utöver studiens ursprungliga frågeställningar, tittar på omställningsstödets effekter på andra arbetsmarknadsutfall utöver effekten på att finna nytt jobb. Analysen visar att omställningsstödet inte har några signifi- kanta effekter på sannolikheten att starta ett eget företag, eller på att motta sjuk- ersättning eller socialbidrag.
Tabell 3 Resultat, högre studier
Utfall | (1) |
Studera första året | -0,123 |
(0,093) | |
Studera andra året | -0,210*** |
(0,087) | |
Studera tredje året | -0,309** |
(0,136) | |
Studera fjärde året | -0,280*** |
(0,106) |
Anm: På varje rad visas resultaten från en separat regression för respektive utfall. Klustrade standardfel i parentes. */**/*** indikerar att resultatet är statistiskt skilt från noll på 10/5/1-procentsnivån.
Däremot visar resultaten på en negativ effekt på sannolikheten att studera på universitet eller högskolor efter uppsägningen, som är statistiskt säkerställd från andra året efter uppsägningen och framåt. Tabell 3 visar resultaten av analysen.
17 Inga meningsfulla heterogenitetsanalyser har kunnat genomföras för egenskaper som kön, utbildning och arbetsmarknadsläge på grund av begränsningar i urvalet som innebär att subgrupper vad gäller dessa aspekter är för små eller att instrumentet inte är tillräckligt starkt inom enskilda subgrupper.
Detta resultat tyder på att omställningsstödet förmår vissa uppsagda att stanna på arbetsmarknaden istället för att lämna för studier efter uppsägningen.
5 Slutsatser och diskussion
Att rätt personer matchas till rätt jobb är centralt för effektiviteten på arbetsmark- naden. Aktiv arbetsmarknadspolitik syftar till att underlätta sökprocessen för de arbetssökande, så att de kan hitta bättre jobb snabbare. I den här studien utvär- derar jag effekten av tidigt stöd till arbetssökande som tillhandahålls genom kol- lektivavtal. Insatserna som studeras utgår genom omställningsavtalet för priva- tanställda arbetare. Drygt 85 procent av de varslade i urvalet som har fått stöd startade omställningsprogrammet redan under uppsägningstiden. Effekterna skattas med en metod som jämför de uppsagda som precis uppfyller kvalifikat- ionskravet om minst tolv månaders sammanhängande anställningstid hos ett eller flera företag anslutna till avtalet med de som precis inte uppfyller kravet. Effekter på arbetslöshetsrisk och –tid samt kvaliteten på de nya jobben skattas därmed för personer med en kort anställningstid relativt gruppen som fått omställningsstöd i stort. Studien är avgränsad till personer som sagts upp genom större varsel om fem eller fler.
Resultaten tyder inte på att omställningsprogrammet har haft någon effekt på sannolikheten att bli arbetslös eller tiden i arbetslöshet för den studerade grup- pen. Däremot visar resultaten att insatserna har haft en stark positiv effekt på hur länge det nya jobbet varar. Effekten på sannolikheten att det nya jobbet varar i minst 12, 18 eller 24 månader är positiv och statistiskt säkerställd. Punktskatt- ningarna tyder på att sannolikheten för dessa durationer ökar med kring 35–40 procentenheter. Resultaten tyder inte på att insatserna har påverkat inkomsterna upp till två år efter uppsägningen, eller den genomsnittliga månadsinkomsten inom det första nya jobbet. En separat analys visar däremot att det finns en ne- gativ effekt av omställningsinsatserna på sannolikheten att studera på universitet och högskolor efter uppsägningen. Min analys tyder inte på att effekten beror på hur tidigt insatserna sätts in, vilket är i linje med tidigare resultat. Den positiva effekten på jobbets varaktighet drivs av yngre deltagare i omställnings- programmet, under 25 år.
Rapporten studerar effekten av tidigt stöd till arbetssökande som fokuserar på den enskilda individens behov, och som saknar kontrollelementet för uppfyl- lande av kraven för arbetslöshetsersättning. Resultaten tyder inte på att dessa insatser har haft någon effekt vad gäller att förkorta arbetslöshetstider för grup- pen om studeras, men insatserna har istället haft en positiv effekt på matchkva- liteten i termer av det nya jobbets varaktighet. Det finns olika sätt att förstå dessa
resultat. Avsaknaden av någon statistiskt säkerställd effekt på arbetslöshetsrisk och –tid kan tolkas som att omställningsinsatserna som ges genom omställnings- avtalet för privatanställda arbetare är ineffektiva vad gäller att förkorta arbets- löshetstiden. Det skulle kunna hänga samman med att insatserna inte fokuserar enbart på att minimera tiden i arbetslöshet, utan också fokuserar på att hjälpa de uppsagda att hitta ett bättre jobb än vad de annars skulle ha hittat. Resultaten kan uppstå både genom att insatserna, i den mån de syftar till att hitta jobb snabbare, inte lyckas eller genom att fokus på detta, åtminstone för den studerade gruppen, står tillbaka till förmån för fokus på att hitta en bättre match. En sådan tolkning stöds av den positiva effekten på det nya jobbets varaktighet, ett mått på match- kvalitet som ofta används i litteraturen. Om målsättningen med det stöd som er- bjuds inte enbart är att hitta ett jobb så snart som möjligt utan även att hitta ett stabilt jobb, som eventuellt tar lite längre tid att hitta, så är resultaten i linje med stödets målsättning. Målsättningen med rådgivningen är enligt standardavtalet mellan Trygghetsfonden TSL och utförarna att hjälpa varje deltagare att hitta en ny anställning (eller starta egen firma) så snart som möjligt, men detta ska uppnås med deltagarens individuella behov och förutsättningar i åtanke, och utförarna utvärderas efter sina resultat enligt två riktmärken; att 70 procent av deltagarna har hittat nytt jobb, inklusive start av egen firma, inom tolv månader och att 80 procent är nöjda av både deltagare, fackliga organisationer och de uppsägande företagen. Detta talar för att omställningsinsatsernas fokus inte odelat är att mi- nimera tiden i arbetslöshet.
En annan möjlig förklaring till resultatet att omställningsstödet inte har haft
någon effekt vad gäller att förkorta arbetslöshetstiderna skulle kunna vara att den studerade gruppen har ett lågt deltagande, eller deltar med en relativt låg inten- sitet, i stödet, t.ex. genom en mindre frekvent kontakt med rådgivaren efter att de gått in i omställningsprogrammet. Faktorer som skulle kunna stödja en sådan tolkning är att individerna i urvalet sägs upp genom stora varsel och en stor del av datamaterialet baseras på en tidsperiod då inflödet var extremt, under den ekonomiska krisen. Vilken effekt insatserna har i ett sådant konjunkturläge är visserligen intressant i sig, och det är viktigt att studera effekterna vid stora varsel just eftersom de involverar många individer och har en potentiellt större påver- kan på samhällsekonomin i stort. Individer som sägs upp under dessa förhållan- den tenderar också att i genomsnitt möta större barriärer på arbetsmarknaden och därmed vara i större behov av insatser. Men det är ett faktum att ett högt inflöde och stora omställningsprojekt innebär en större belastning på omställningssyste- met och att möjligheterna att ge lika intensivt stöd till alla deltagare minskar. Analysen indikerar samtidigt att omställningsinsatserna är mer effektiva bland de mindre varslen inom urvalet. Det finns dessutom en möjlighet för utförarna
att omfördela resurser inom omställningsprojekt så att mer stöd ges till dem som är i större behov av insatserna. Det skulle kunna resultera i att mindre resurser och ett mindre intensivt stödprogram ges till de som har kort anställningstid, om dessa anses ha hög anställningsbarhet i jämförelse med andra deltagare och där- för anses vara mer lättplacerade eller ha bättre möjligheter att hitta ett jobb på egen hand. Något som däremot talar emot denna förklaring är att insatserna hade en betydande effekt på matchningskvaliteten för gruppen.
Eftersom konfidensintervallen för de resultat som inte är statistiskt signifi- kanta är breda, så skulle avsaknaden av statistiskt säkerställda effekter för dessa utfall också potentiellt kunna bero på en bristande statistisk styrka i skattning- arna. Även om punktskattningarna indikerar att omställningsstödet ökar sanno- likheten att bli arbetslös och förlänger tiden i arbetslöshet, så exkluderar konfidensintervallen samtidigt inte ganska stora effekter även i andra riktningen för dessa utfall, något som hade varit mer i linje med resultaten från tidigare studier av stöd till arbetssökande.
Studiens avgränsningar medför att effekten för deltagarna i urvalet kan vara annorlunda än för mottagarna av omställningsstödet överlag. Resultaten i den här studien visar effekten av omställningsstödet till privatanställda arbetare med en sammanhängande anställningstid inom avtalet omkring ett år. Dessa är bl.a. yngre och har kortare arbetslivserfarenhet än de som får del av insatserna från det aktuella omställningsavtalet i genomsnitt. De har också förhållandevis nylig erfarenhet av att söka jobb, och att de också fick ett jobb för inte så länge sedan signalerar också att det är en grupp med god anställningsbarhet. Detta indikerar att gruppen kan ha ett mindre eller annorlunda behov av stöd för att hitta ett nytt jobb än målgruppen som helhet. En hypotes är att den positiva effekten på match- kvaliteten för de som hittat ett nytt jobb i termer av jobbets varaktighet beror på att omställningsinsatserna, kanske särskilt för den studerade gruppen, fokuserar på att hitta ett bättre jobb snarare än att minimera söktiden. Insatserna ska utgå från den uppsagdes individuella behov och utförarna bedöms dels efter andelen som hittat nytt jobb inom ett tidsspann om ett år efter sista anställningsdagen och dels efter bl.a. andelen nöjda deltagare. Om den grupp som studeras har relativt lättare att hitta ett nytt jobb på egen hand kanske rådgivarna istället lägger större fokus på att hjälpa dem att förbättra matchen, snarare än att enbart fokusera på att hitta ett nytt jobb snabbt.
Mer forskning behövs för att få en fullständig bild av vilka effekter det aktu- ella avtalet har bland deltagargruppen som helhet, och för att få en övergripande bild av effekterna av omställningsavtalen överlag. Resultaten i den här studien tyder emellertid på att avtalen spelar roll för på matchningen på arbetsmark- naden.
Referenser
Xxxxxxxxx, X. (2018), Early counselling of displaced workers. Effects of collectively funded job search assistance, IFAU Working Paper 2018:22 Institutet för arbetsmarknads- och utbildningspolitisk utvärdering.
Arbetsförmedlingen (2009), Verksamhetsredovisning 2009, Arbetsför- medlingen.
Xxxxxxxx, X. (2007), The effect of outplacement on unemployment duration in Spain, FEDEA Working Paper 2007-16, Fundación de Estudios de Economía Aplicada.
Xxxxxxxx, X. (2009), The effect of outplacement services on earnings prospects of unemployed, EC Working Paper 2009-15, Instituto Valenciano de Investigaciones Económicas.
Borghouts-van de Pas, I.W.C-M. (2012), Securing job-to-job transitions in the labour market: A comparative study of employment security systems in European countries, Wolf Legal Publishers (WLP), Nijmegen.
Card, D., Xxxxx, J. och Xxxxx, X. (2010), Active labour market policy evaluations: A meta-analysis. Economic Journal, Royal Economic Society 120(548), pp. 452-477.
Card, D., Xxxxx, J. och Xxxxx, X. (2015), What works? A meta analysis of recent active labor market program evaluations, IZA Discussion Paper 9236, Institute for the Study of Labor (IZA).
Xxxxxx, B., Dejemeppe, M., och Xxxxxxx, M. (2005), Counselling the unemployed: Does it lower unemployment duration and recurrence?, IZA Discussion Paper 1796, Institute for the Study of Labor (IZA).
Europeiska kommissionen (2007), Towards Common Principles of Flexicurity: More and better jobs through flexibility and security, Byrån för Europeiska gemenskapernas officiella publikationer, Luxembourg.
Xxxxxx, C. och Xxxx, G.R.J. (1996), Estimating the effect of counseling and monitoring the unemployed using a job search model. Journal of Human Resources 31, pp. 590-610.
Xxxxxxxxx, B.K. och xxx Xxxx, J.C. (2008), How to help unemployed find jobs quickly: Experimental evidence from a mandatory activation program. Journal of Public Economics 92, pp. 2020-2035.
Xxxxxxxx, P. (2009), Experimental evidence from intensified placement efforts among unemployed in Sweden, IFAU Working Paper 2009:16, Institutet för arbetsmarknads- och utbildningspolitisk utvärdering.
Xxxxxxxxx, X. och Xxxxxxx, T.R. (1994), Experimental evidence on unemployment insurance work-search policies, The Journal of Human Resources 29(3), pp. 695-717.
Xxxxxxxxx, X., Xxxxxxx, T.R. och Xxxxxx, J.M. (2002), Effects of unemployment insurance work-search requirements: The Maryland experiment. Industrial and Labor Relation Review 56(1), pp. 3-22.
Xxxxxxx, X., Xxxxxxx, R., Xxxxxx, X. och Xxx, X. (2012), Job search assistance programs – A review of the literature, OPRE Report No. 2012-39, Office of Planning, Research and Evaluation.
Xxxxxx Xxxxxxxx, X., Xxxxxxx, M. och Xxxxxx, M. (2017), Experimental evidence on the effects of early meetings and activation. Scandinavian Journal of Economics 119(3), pp. 541-570.
Xxxxx, X. (1995), Lessons from the US unemployment insurance experiments.
Journal of Economic Literature 33, pp. 91-131.
OECD (2013), Employment outlook 2013, OECD Publishing, Paris. OECD (2016), Employment outlook 2016, OECD Publishing, Paris.
Xxxxxxx, X. (2017), Ny modell effektiviserar arbete med omställningar. (online) Svenskt Näringsliv. 23 november. Tillgänglig via: xxxxx://xxx.xxxxxxxxx- xxxxxxxx.xx/xxxxxxxx/xxxxxxxxx/xx-xxxxxx-xxxxxxxxxxxxxx-xxxxxx-xxx-xxxxxxx- ningar_690216.html (Hämtad 12 oktober 2018).
Statistiska Centralbyrån (2018), Arbetskraftsundersökningarna (AKU): Grund- tabeller 15–74 år: augusti 2018.
xxx xxx Xxxx, G. J. och xxx xxx Xxxxxx, B. (2001), Counselling and monitoring of unemployed workers: Theory and evidence from a controlled social exper- iment, CEPR Discussion Paper 2986, Centre for Economic Policy Research.
xxx xxx Xxxxx, X. (2016), How do severance pay and job search assistance jointly affect unemployment duration and job quality?, CBP Discussion Pa- per 334, CPB Netherlands Buereau for Economic Policy Analysis.
Xxxxxx, X. (2015), Ett svenskt omställningssystem? I Xxxxxx, X. (red.), Xxxxxx jobb. Omställningsavtal och stöd till uppsagda i Sverige, SNS Förlag, Stockholm.
Xxxxx, X. och Xxxxx, X. (2004a), Are job search programs a promising tool? A microeconomic evaluation for Austria, IZA Discussion Paper 1075, Insti- tute for the Study of Labor (IZA).
Xxxxx, X. och Xxxxx, X. (2004b), Employment effects of early interventions on job search programs, IZA Discussion Paper 1076, Institute for the Study of Labor (IZA).
.6
.8
1
Bilagor
0
.2
.4
183 365 548 730
Kvalificerande anställningstid i dagar
Kernel smooth
Figur A.1 Andel som fått anställningsstöd över den kvalificerande anställningstiden
20
30
40
50
10
11 12
13
.2
.4
.6
.8
273 304 334 365 395 427 457 488
Kvalificerande anställningstid i dagar
0
.2
.4
.6
273 304 334 365 395 427 457 488
Kvalificerande anställningstid i dagar
9
273 304 334 365 395 427 457 488
Kvalificerande anställningstid i dagar
0
273 304 334 365 395 427 457 488
Kvalificerande anställningstid i dagar
Kernel smooth
Kernel smooth
Kernel smooth
Kernel smooth
1.5
2
.8
1
15
20
2500
(a) Ålder (b) Kvinna (c) Utbildning, år (d) Gift
0
.5
1
.2
.4
.6
0
5
10
0
500 1000 1500 2000
273 304 334 365 395 427 457 488
Kvalificerande anställningstid i dagar
273 304 334 365 395 427 457 488
Kvalificerande anställningstid i dagar
273 304 334 365 395 427 457 488
Kvalificerande anställningstid i dagar
273 304 334 365 395 427 457 488
Kvalificerande anställningstid i dagar
Kernel smooth
Kernel smooth
Kernel smooth
Kernel smooth
2000
2500
8
9
10
300
400
2000
3000
(e) Xxxxx xxxx (f) Född i Sverige (g) År med inkomst (h) Genomsnittlig årsinkomst
0 500 1000 1500
6
7
273 304 334 365 395 427 457 488
Kvalificerande anställningstid i dagar
273 304 334 365 395 427 457 488
Kvalificerande anställningstid i dagar
0
100
200
273 304 334 365 395 427 457 488
Kvalificerande anställningstid i dagar
0
1000
273 304 334 365 395 427 457 488
Kvalificerande anställningstid i dagar
Kernel smooth
Kernel smooth
Kernel smooth
Kernel smooth
(i) Arbetslöshet, dagar (j) Lokal arbetslöshetsnivå (k) Varselstorlek (l) Företagsstorlek
Figur A.2 Egenskaper över den kvalificerande anställningstiden
Institutet för arbetsmarknads- och utbildningspolitisk utvärdering (IFAU) är ett forskningsinstitut under Arbetsmarknadsdepartementet med placering
i Uppsala.
IFAU ska främja, stödja och genom forskning genomföra uppföljningar och utvärderingar. Uppdraget omfattar effekter av arbetsmarknads- och utbildningspolitik, arbetsmarknadens funktionssätt och arbetsmarknadseffekter av socialförsäkringen.
I rapportserien presenteras såväl IFAU:s forskning som resultat av samarbeten med andra nationella och internationella forskningsorganisationer.
IFAU delar årligen ut bidrag till olika forskningsprojekt, vars resultat publiceras i rapportserien.
Rapporterna kan vara fristående eller publiceras tillsammans med ett Working paper.
Alla IFAU:s publikationer finns på xxx.xxxx.xx