sou · GVB335 · 2008-01-01 00:00:00 — 120TP PT Se t.ex. Madden, J. F. [1981] och , M. [1986]. Bilaga 3 till LU 2008 Analys av geografisk rörlighet på individnivå Sannolikhet för pendling över gräns för lokal arbets- marknad för ensamstående 1997 -0,03 -0,06 -0,25 -0,41 -0,44 Anm.: Signifikansnivåer: * , ** , *** . I modellen inkluderas även variabler som anger boenderegion 1997 () och sektor för mannens respektive kvinnans anställning 1997. Estimat för dessa variabler redovisas inte här. Modellen är skattad med robusta standardfel (). Källa: Egna beräkningar. Personer som var arbetslösa , studerande och övriga personer som var utanför arbetskraften hade större sannolikhet att påbörja pendling . Den skattade effekten av att ha varit arbetslös på sannolikheten för mellanregional pendling uppgår till för män och för kvinnor. När det gäller socialbidrag indikerar resultaten en positiv effekt på rörlighet för män medan effekten är statistiskt insignifikant för kvinnor. Självfallet är dessa resultat inga bevis för att rörligheten är optimal eller att den inte skulle ha försämrats över tiden. Resultaten att rörligheten är högre bland dem som drabbas av arbetslöshet och bland dem som träder in i arbetskraften är Analys av geografisk rörlighet på individnivå Bilaga 3 till LU 2008 trots allt goda tecken ur ekonomisk synpunkt.TPF121FPT Givet att det är personer med relativt svag ställning på arbetsmarknaden som uppbär socialbidrag, är det också ett bra tecken att vi inte finner något som tyder på att bidragen minskar rörligheten. För männens del tyder resultaten snarare på det omvända; socialbidragstagare har högre sannolikhet att påbörja arbetspendling över regiongräns. Resultaten indikerar också att utbildning påverkar sannolikheten för pendling positivt. Däremot finner vi inte något tecken på signifikanta skillnader mellan ensamstående personer födda i utlandet i jämförelse med dem med svenskt ursprung när vi kontrollerar för skillnader i övriga bakgrundsvariabler. Det senare resultatet avviker från motsvarande resultat för gifta eller samboende par (se tabell 6.7), där den skattade effekten var negativ. Det är även intressant att notera att individernas tidigare rörlighet i form av pendling och migration under föregående år samvarierar positivt med sannolikheten för framtida pendling. Slutligen finner vi inga tecken på att hemmavarande barn påverkar beslutet att pendla bland män, medan resultaten indikerar visst stöd för att sannolikheten för pendling är mindre bland ensamstående kvinnor med barn.TPF122FPT 6.4Effekter av pendling på arbetsinkomster Det finns inga svenska studier av arbetspendlingens effekter på hushållens inkomster. Vi försöker i detta avsnitt att belysa denna aspekt av arbetspendling genom att använda individdata från samma officiella register, urvalskriterier och skattningsmetod som beskrivits i avsnitt 6.2.TPF123FPT Pendling över LA-regiongräns definieras på samma sätt som i avsnitt 6.3, vilket förenklat kan beskrivas som påbörjad pendling över LA-regiongräns till ett nytt jobb . Utfallsvariabeln är bruttoarbetsinkomster efter påbörjad pendling och effekten av pendling är beräknad som inkomstförändring mellan 1997 och åren som följer efter påbörjad pendling fram . Notera att vi inte tar hänsyn till om individerna som påbörjar pendling fortsätter att pendla efter 121TP PT På dessa punkter hade (hypotetiskt) omvända eller insignifikanta resultat givit anledning till starka misstankar om en dåligt fungerande rörlighet på arbetsmarknaden. 122TP PT Skattningen är i detta fall signifikant på 10 procentsnivån. I alternativa specifikationer är den skattade effekten av att ha hemmavarande barn negativ och signifikant på minst 5 procentsnivån. 123TP PT För att skatta propensity score har vi använt samma variabler och metod som vid skattningarna av flyttningarnas effekter på inkomst. Enligt utfall av balanseringstest baseras samtliga redovisade resultat på välbalanserade urval över samtliga använda variabler. Bilaga 3 till LU 2008 Analys av geografisk rörlighet på individnivå 1998 eller inte. Framtida byten av arbetsställe, byte av bostadsort eller att individens arbetskraftstatus förändras (t.ex. arbetslöshet eller att individen lämnar arbetskraften) kan vara ett resultat av valet mellan att påbörja pendling eller inte. Pendling kan vara ett sätt att få ett första jobb eller att undvika partiell arbetslöshet och därmed både förbättra individens ställning på arbetsmarknaden och framtida arbetsinkomster. I likhet med har vi utfört separata analyser avseende gifta eller samboende par respektive för ensamstående individer. Vidare studeras personer som var sysselsatta eller utanför arbetskraften respektive de som var arbetslösa 1997 var för sig. Teoretiskt borde pendling ha en positiv effekt på inkomster, dels eftersom den kontinuerliga kostnaden för pendling ska täckas av inkomstökningen, dels för att denna form av rörlighet definitions- mässigt är arbetsmarknadsrelaterad och motivet till rörlighet mera renodlat ekonomiskt i jämförelse med migration.TPF124FPT 6.4.1Gifta eller samboende som var sysselsatta eller utanför arbetskraften För att analysera makars eller samboendes inkomster i samband med pendling skattar vi effekten på individernas och hushållets totala inkomster separat för det fall att mannen påbörjar pendling respektive fallet där kvinnan påbörjar pendling. I båda dessa fall kan det vara så att även partnern pendlar. Skattade inkomsteffekter av att mannen påbörjar pendling redovisas i tabell 6.9. Resultaten indikerar positiva effekter på mannens bruttoarbets- inkomst på i storleksordningen 8 000–. Effekten på kvinnornas inkomst av att mannen påbörjar pendling är dock inte statistiskt signifikant. Därmed är den estimerade effekten för hushållet som helhet i stort sett lika med (skattningen av) mannens inkomstökning. 124TP PT Se t.ex. Manning, A. [2003] och van , ., Rietveld, P. & Nijkamp, P. [2000]. Analys av geografisk rörlighet på individnivå Bilaga 3 till LU 2008 Tabell 6.9 Estimerade effekter av att mannen pendlar på brutto- arbetsinkomst 1997–2003 för gifta eller samboende (1 370) (1 953) (2 632) (1 440) (2 360) (1 529) (2 586) (3 251) (1 623) (2 695) (3 385) (1 663) (2 862) (3 513) (Därav med män som pendlade) (4 566) Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom common support. Signifikansnivåer: * , ** , *** . Standardavvikelser inom parentes. Källa: Egna beräkningar. I det fall kvinnan påbörjar pendling tyder resultaten på inkomst- ökningar för både kvinnan och mannen (tabell 6.10). Estimaten antyder att effekten är större för kvinnorna än för männen (även om skillnaden inte alltid är statistiskt signifikant) och att den sammanlagda effekten på den sammanlagda hushållsinkomsten är relativt stor. Det är svårt att se någon direkt ekonomisk förklaring till varför männens inkomster skulle öka som resultat av att kvinnan påbörjar pendling. En tänkbar förklaring är att i hushåll där kvinnor påbörjar pendling finns också män som pendlar. Bilaga 3 till LU 2008 Analys av geografisk rörlighet på individnivå Tabell 6.10 Estimerade effekter av att kvinnan pendlar på brutto- arbetsinkomst 1997–2003 för gifta eller samboende (1 833) (2 057) (2 790) (1 946) (3 196) (3 814) (2 107) (4 116) (8 951) (2 285) (3 627) (4 298) (2 254) (3 021) (3 887) (Därav med kvinnor som pendlade) (2 725) Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom common support. Signifikansnivåer: * , ** , *** . Standardavvikelser inom parentes. Källa: Egna beräkningar. 6.4.2Gifta eller samboende som var arbetslösa 1997 Skattningarna avseende hushåll där mannen var arbetslös 1997 och påbörjade pendling redovisas i den vänstra delen av tabell 6.11. De tyder på positiva inkomsteffekter för männen och för hushållet som helhet . För kvinnor som lever med arbetslösa män som påbörjar pendling indikeras inga signifikanta effekter. I det fall kvinnan var arbetslös 1997 och dessutom påbörjade pendling, tyder resultaten på relativt stora inkomstökningar för kvinnor (den högra delen av tabell 6.11). Analys av geografisk rörlighet på individnivå Bilaga 3 till LU 2008 Tabell 6.11 Estimerade effekter av pendling på bruttoarbets- inkomst 1997–2003 för gifta eller samboende där en av makarna var arbetslös 1997 Mannen pendlar och mannen Kvinnan pendlar och kvinnan 6 513** 7 617** 13 158*** 15 236*** (1 971) (2 981) (3 515) (2 444) (2 204) (3 377) 9 901*** 9 182** 12 680*** 15 362*** (2 162) (3 269) (3 972) (2 665) (2 711) (3 942) 7 598** 8 761*** 12 658*** (2 348) (3 443) (3 972) (2 750) (3 344) (4 346) 11 150*** 17 389*** (2 468) (3 514) (4 275) (2 785) (37,21) (4 749) 10 866*** 13 307*** (2 536) (3 548) (4 439) (2 907) (3 722) (4 847) (Pendlare): (1 286) (1 201) Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom common support. Signifikansnivåer: * , ** , *** . Standardavvikelser inom parentes. Källa: Egna beräkningar. För hushåll där mannen var arbetslös och där kvinnan började pendla finner vi ganska stora inkomstökningar för både den pendlande kvinnan och för hushållet totalt sett (Appendix B, tabell B.8). Kvinnornas inkomstökning förklarar i stort sett hela inkomstökningen för hushållet och de små positiva estimaten för männen är inte statistiskt signifikanta. Här är de skattade effekterna för kvinnorna så pass stora att det kan finnas skäl att misstänka att rena arbetskraftsutbudseffekter förklarar delar av dessa resultat. Bilaga 3 till LU 2008 Analys av geografisk rörlighet på individnivå En möjlig effekt är en s.k. added worker effectTPF125FPT som systematiskt hänger samman med ökad sannolikhet för mellanregional pendling. Även i detta fall kan dock pendling tänkas ha en positiv kausal effekt i den utsträckning kvinnorna inte kan få arbete eller den arbetstid de önskar i den region de är bosatta. Huruvida arbetskraftsutbudseffekter hänger ihop med icke observerade egenskaper som snedvrider resultaten är svårt att säga. I matchningen har vi emellertid tagit hänsyn till en mängd faktorer som kan förklara skillnader i arbetskraftsutbud och sannolikhet för sysselsättning mellan pendlare och dem som inte påbörjade pendling. Vi har även skattat effekterna av att mannen påbörjar pendling i hushåll där kvinnan var arbetslös (resultat redovisas inte i tabell). Resultaten tyder på positiva effekter när det gäller mannens inkomst på . Övriga estimat är statistiskt insignifikanta. För kvinnan hittar vi inga signifikanta effekter. I det fall både mannen och kvinnan var arbetslösa tyder resultaten (inte redovisade i tabell) på ökade inkomster och återigen tycks kvinnans pendling hänga samman med större inkomstökning i jämförelse med fallet där mannen påbörjar pendling. För kvinnan tyder estimaten på inkomstökningar i intervallet 10 000–och 0–för mannen. Det samlade intrycket av skattningsresultaten för de gifta eller samboende par där minst en av individerna var arbetslösa är att det är kvinnornas pendling som verkar hänga samman med större inkomstökningar. Detta resultat gäller oavsett om det är mannen eller kvinnan som var arbetslös i utgångsläget. Det kan dock diskuteras om detta är en kausal effekt av pendling eller om resultaten drivs av arbetsutbudseffekter som råkar sammanfalla systematiskt med att kvinnorna börjar pendla. Genom kom- pletterande analyser har vi kunnat konstatera att den skattade effekten på kvinnornas arbetsinkomster inte kan förklaras med tillfälligt minskat arbetskraftsutbud i samband med uttag av föräldraledighet. 125TP PT Med added-worker effect menas i detta fall att när mannen blir arbetslös ökar kvinnan sitt arbetskraftsutbud för att kompensera inkomstbortfallet av mannens arbetslöshet. På nationell nivå kan ökad arbetslöshet hypotetiskt ha två sinsemellan motverkande effekter på arbetskraftsdeltagandet, dels en positiv effekt via added-worker effekten, dels en negativ effekt via något som kallas discouraged-worker effect. Den senare är beroende av om den höga arbetslösheten avskräcker individer från att träda in i arbetskraften och börja söka efter ett arbete. Empiriska studier tyder i allmänhet på att arbetskraftsdeltagandet är högre vid högkonjunktur än vid lågkonjunktur, vilket eventuellt tyder på att discouraged-worker effekten är den dominerande av dessa två effekter. Analys av geografisk rörlighet på individnivå Bilaga 3 till LU 2008 6.4.3Ensamstående som var sysselsatta eller utanför arbetskraften För ensamstående män och kvinnor som inte vara arbetslösa är de skattade effekterna av pendling på inkomstutvecklingen på kort sikt, , positiva men insignifikanta (tabell 6.12). På finner vi däremot genomgående positiva och statistiskt signifikanta effekter av pendling på arbetsinkomster. De skattade inkomsteffekterna ligger i intervallet 10 000– för männen och ca 10 000 konor för kvinnorna. Det är inte helt lätt att en entydig förklaring till varför den kortsiktiga effekten skulle vara så liten som skattningarna i tabell 6.12 antyder. Att pendling till en annan arbetsmarknad kan innebära en långsiktigt förbättrad inkomstutveckling förefaller att vara rimligt, men att den initiala löneförändringen skulle ligga nära noll är svårare att finna bra förklaringar till. Givet att samtliga pendlare har fått nytt arbete eller bytt arbetsställe borde en positiv lönejustering kunna noteras för pendlarna även på kort sikt. Tabell 6.12 Estimerade effekter av pendling på bruttoarbets- inkomst 1997–2003 för ensamstående som var sysselsatta eller utanför arbetskraften (1 385) Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom common support. Signifikansnivåer: * , ** , *** . Källa: Egna beräkningar. Bilaga 3 till LU 2008 Analys av geografisk rörlighet på individnivå 6.4.4Ensamstående som var arbetslösa 1997 Våra skattningar tyder också på positiva effekter av pendling på arbetsinkomster bland dem som var arbetslösa (tabell 6.13). Resultaten är dock mindre entydiga för kvinnor än för män. För männen är den skattade effekten av pendling fram , medan estimatet inte är statistiskt signifikant. För kvinnor är samtliga estimat positiva men endast tre estimat är dock statistiskt signifikanta. Dessutom varierar estimatens storlek starkt mellan de olika mättidpunkterna. Återigen antyder resultaten att vinsterna av pendling i absoluta tal är lägre för kvinnor i jämförelse med män, även om estimatet avviker från detta mönster. Tabell 6.13 Estimerade effekter av pendling på bruttoarbets- inkomst 1997–2003 för ensamstående som var arbetslösa Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom common support. Signifikansnivåer: * , ** , *** . Källa: Egna beräkningar. Vi har även genomfört vissa kompletterande analyser genom att skatta effekterna av pendling separat för personer med universitets- utbildning för att undersöka om vi, i likhet med då inkomst- effekterna av migration analyserades, får resultat som pekar på större effekt på inkomsterna av rörlighet för denna grupp. Resultaten (redovisas inte i tabell) visar inget som tyder på Analys av geografisk rörlighet på individnivå Bilaga 3 till LU 2008 väsentligt större eller mindre inkomstökningar i jämförelse med dem som presenterats tidigare i detta avsnitt. Vi har även gjort skattningar där vi utesluter individer som var bosatta inom lokala arbetsmarknadsregion. I dessa skattningar hittar vi generellt sett större skattade effekter av pendling på arbetsinkomster. Estimaten stiger i de flesta fall med i storleksordningen 25–. Möjligen antyder detta att en större andel av pendlingen över gräns till angränsande regioner runt utgörs av kortdistanspendling som tids- och kostnads- mässigt inte skiljer sig från pendling inom regionala arbetsmarknad. Potentiella problem med denna typ av hetero- genitet kräver dock ytterligare analyser innan säkrare slutsatser kan dras om orsaker till de relativt låga estimat av pendlingens inkomst- effekter som redovisats här. 6.5Migration och pendling 1990–2005 I syfte att undersöka om effekterna av individernas arbetskrafts- status på sannolikheten för migration och pendling har förändrats över tiden, har vi skattat migrations- och pendlingsmodeller för ensamstående för några olika tidsperioder. Förutom för perioden –1998 har vi skattat migrationsmodellen för perioderna 1990-1992 och 2003–2005. Vi har även skattat pendlingsmodeller för perioderna 1990–1991 och 2003–2004 utöver –1998. Den tidigare och den senare perioden har likheten att sysselsättningen sjunker efter en konjunkturtopp. Arbetslösheten är dock lägre den tidigare perioden jämfört med den . Mellanperioden känne- tecknas av hög arbetslöshet men stigande sysselsättning. Resultaten för variabler som indikerar arbetskraftsstatus redovisas i tabellerna 6.14 och 6.15. För migration bland ensam- stående män (övre delen av tabell 6.14) är estimaten genomgående positiva för variablerna som indikerar arbetslöshet, studier, utanför arbetskraften och socialbidrag. Estimaten för individuell erfarenhet av arbetslöshet är dock inte signifikant för den senaste perioden. För ensamstående kvinnor (nedre delen av tabell 6.14) är resultaten något mindre entydiga. Estimaten för arbetslöshet är positiva men statistiskt signifikanta endast för den första perioden. Estimaten för personer som befann sig utanför arbetskraften är inte signifikanta i någon period. Resultaten visar dock att personer som var studerande eller uppbar socialbidrag har en högre sannolikhet att flytta under samtliga perioder. Bilaga 3 till LU 2008 Analys av geografisk rörlighet på individnivå Sannolikhet för flyttning över gräns för lokal arbets- marknad för ensamstående 1990–2005 -0,05 Anm.: Signifikansnivåer: * , ** , *** . Kompletta estimat redovisas i Appendix B, tabellerna B.9 och B.10. Källa: Egna beräkningar. Övergår vi till pendling bland ensamstående män (övre delen av tabell 6.15) finner vi genomgående en relativt stor och positiv effekt av arbetslöshet på sannolikheten för pendling för samtliga tre perioder. Detta gäller även för variabeln som indikerar studier. Resultaten tyder vidare på högre sannolikhet för pendling i alla tre perioderna bland personer som uppbar socialbidrag och i två av tre perioder för individer som var utanför arbetskraften. Även ensamstående kvinnor som var arbetslösa året innan pendling hade en högre pendlingssannolikhet under samtliga tre perioder. Detta gäller även de kvinnor som var i studier och, med undantag för perioden –1998, de kvinnor som uppbar socialbidrag. En i sammanhanget pikant detalj är att hemmavarande barn minskar sannolikheten för pendling bland kvinnor men inte bland ensamstående män (Appendix B, tabell B.11 och B.12). Analys av geografisk rörlighet på individnivå Bilaga 3 till LU 2008 Tabell 6.15 Sannolikhet för pendling över gräns för lokal arbets- marknad för ensamstående 1990–2004 -0,70 Anm.: Signifikansnivåer: * , ** , *** . Kompletta estimat redovisas i Appendix B, tabellerna B.11 och B.12. Källa: Egna beräkningar. Våra resultat tyder på att individernas arbetsmarknadssituation påverkar sannolikheten för flyttning i förväntad riktning och i enlighet med ekonomisk teori. Erfarenhet av arbetslöshet ökar sannolikheten för flyttning bland gifta eller samboende män och kvinnor samt ensamstående män. För ensamstående kvinnor var den skattade effekten inte statistiskt signifikant. Vidare är inträde i arbetskraften överlag förenat med högre sannolikhet för flyttning. Oss veterligen har ingen tidigare studerat sambandet mellan socialbidrag och geografisk rörlighet i , vilket vi haft möjlighet till i denna studie. Vi finner inga tecken på att social- bidrag skulle ha en inlåsande effekt på arbetskraften. Tvärt om indikerar våra resultat en relativt sett högre sannolikhet för migration bland personer och hushåll som hade socialbidrag innan flyttning. Bilaga 3 till LU 2008 Analys av geografisk rörlighet på individnivå Samband mellan tidigare rörlighet och framtida migration Överlag indikeras en ökad sannolikhet för flyttning om individerna flyttat eller pendlat över regiongräns i föregående period. Den skattade effekten är relativt sett stor när det gäller tidigare flyttning och betydligt större i jämförelse med effekten av individens erfarenhet av arbetslöshet. Det skall dock återigen betonas att de underliggande mekanismerna till samband mellan tidigare rörlighet och framtida migration kan vara nära knutna till arbetsmarknads- relaterade faktorer. Vi finner att mellanregional flyttning påverkar bruttoinkomsterna i positiv riktning och att den genomsnittliga effekten ligger i intervallet 7–av den genomsnittliga bruttoinkomst- nivån. Bland gifta eller samboende par indikeras betydande inkomstökningar för högutbildade män som vi inte finner några starka belägg för att migration har resulterat i inkomstökningar för kvinnorna i dessa hushåll. För både ensamstående män och kvinnor tyder skattningarna på en bruttoinkomstökning av migration i storleksordningen av genomsnittlig inkomstnivå innan flyttning. Separata analyser, där vi delat upp urvalet efter utbildningsnivå, pekar på att effekterna av migration är betydligt större bland de högutbildade oavsett kön. För ensamstående med kortare utbildning indikeras inga statistiskt signifikanta effekter av flyttning på deras bruttoarbetsinkomster. Med hänsyn till att de direkta flyttkostnaderna och att transak- tionskostnader, som t.ex. avyttring av gammal och anskaffning av ny bostad kan vara relativt betydande, verkar den genomsnittliga inkomstökningen som följer av flyttning att vara förhållandevis låg för stora grupper av flyttare. Dessutom flyttar hushåll bara delvis av arbetsmarknadsskäl. Kostnaderna för en flyttning ska därför uppvägas av både de direkta inkomsteffekterna och av andra fördelar som är svårare att fånga. Den samhällsekonomiska intäkten kan dock vara större eftersom indirekta lönekostnader ska läggas till individens bruttoinkomster. Sett ur hushållets perspektiv tillkommer dessutom effekter av inkomstskatter och inkomst- beroende transfereringar, vars nettoeffekt i genomsnitt innebär en väsentlig reduktion av det privatekonomiska utbytet av rörlighet. Analys av geografisk rörlighet på individnivå Bilaga 3 till LU 2008 I den mån de modeller vi skattat inte fångat upp systematiska skillnader i hushållens arbetskraftsutbud, kan resultaten delvis återspegla skillnader i frivilliga val av arbetade timmar och kan då inte tolkas i termer av produktivitetsökningar eller som föränd- ringar av individens nytta. Värt att notera är att en ökning av antalet arbetstimmar, som hypotetiskt kan följa vid migration, kan bero på att de flyttande varit undersysselsatta innan flyttning och att de kunnat få önskad arbetstid i inflyttningsregionen. En inkomstökning kan då reflektera inte bara ett realt produktions- tillskott utan även ökad välfärd i vidare mening. Pendling vanligare vid svag anknytning till arbetsmarknaden När det gäller mellanregional pendling tyder resultaten entydigt på att personer som var arbetslösa , studerande och personer som av andra skäl var utanför arbetskraften hade större sannolikhet att påbörja pendling . Den skattade effekten av att ha varit arbetslös på sannolikheten för mellanregional pendling ligger i storleks- ordningen 5–bland män och något lägre bland kvinnor. När det gäller socialbidrag indikerar resultaten en positiv effekt på rörlighet för både män och kvinnor. Hushållets inkomst ökar vid pendling Skattningarna av pendlingens effekter på arbetsinkomster bland gifta eller samboende par indikerar entydigt att hushållets totala inkomster stiger oavsett om det är kvinnan eller mannen som börjar pendla. Kvinnornas pendling är dock förknippad med en betydligt större inkomstökning, för såväl hushållet som helhet som för den egna inkomsten, i jämförelse med det fall att mannen börjar pendla.