sou · GVB335 · 2008-01-01 00:00:00 — Vikterna blir mindre när skillnaderna i skattad flyttningssannolikhet ökar mellan de två grupperna av hushåll. * På så sätt sker en jämförelse mellan flyttarna och jämförbara individer bland dem som stannar där de individer som är mest jämförbara har störst betydelse för resultaten. Vid denna typ av icke-experimentell ansats finns risk för fel i skattningarna på grund av icke-observerade egenskaper hos individen, attribut i individens omgivning eller kombinationer därav. Det kan t.ex. röra sig om systematiska skillnader mellan flyttare och icke-flyttare när det gäller egenskaper som påverkar både flyttningsbenägenhet och produktivitet på arbetsmarknaden. Genom att vi kontrollerar för individernas inkomster i utgångsläget när vi skattar skillnad i inkomstförändring, tar vi hänsyn till icke-observerad heterogenitet av betydelse för inkomst och som inte förändras över tiden. Dessutom ingår i modellen ett antal variabler som indirekt kan vara korrelerade med icke-observerade egenskaper som t.ex. framåtanda eller motivation. Balanseringstest indikerar överlag inga signifikanta skillnader i förklarande variabler som ingår i skattningar av sannolikhet för flyttning. Som vanligt i dessa sammanhang kan vi dock inte utesluta att eventuellt kvarvarande systematiska icke-observerade skillnader mellan flyttare och icke-flyttare ger missvisande skattningsresultat. Anm.: * Se t.ex. , J. & , P. [2005], Angrist, J. [1998], , P. & , D. [1983], , D. & Crossley, T. [2003]. Den skattade effekten avser genomsnittlig effekt av flyttning på inkomstförändringen bland flyttare (average treatment effect on the treated). Vi har även skattad dessa modeller med alternativa ansatser och utfört vissa känslighetsanalyser, se , J. & , O. [2006]. Resultaten förblir i allt väsentligt lika med dem som presenteras här. Bilaga 3 till LU 2008 Analys av geografisk rörlighet på individnivå 6.2.1Gifta eller samboende som var sysselsatta eller utanför arbetskraften Från ITPS databas () har vi dragit ett slumpmässigt urval bestående av 125 891 gifta eller samboende par i åldern 25–, som var svenska medborgare och sysselsatta eller utanför arbets- kraften och som förblev gifta eller samboende –2006. Av dessa var det 1 911 par (1,) som flyttade eller 1999.TPF114FPT Inkomsterna avser årlig bruttoarbetsinkomst av anställning (inklusive beskattningsbara förmåner) och inkomst av aktiv näringsverksamhet. Bidrag eller utbetalningar från socialförsäkringar ingår således inte. Om ingen hänsyn tas till olikheter i gruppsammansättning, ökade inkomsterna med i genomsnitt bland flyttande män. Det kan jämföras med i inkomstökning för män som inte flyttat. Motsvarande värden för kvinnor är bland flyttare respektive bland dem som inte flyttat. Sammantaget visar den deskriptiva statistiken en avsevärt större genomsnittlig inkomstökning för flyttare. Detta kan självfallet bero på skillnader i gruppernas sammansättning vad avser utbildningsnivå, ålder och andra egenskaper som har betydelse för inkomster och behöver inte nödvändigtvis återspegla vinster av flyttning. För hushållet som helhet tyder resultaten på en positiv effekt av flyttning på bruttoarbetsinkomsten i storleksordningen 10 000– (tabell 6.3). är den skattade effekten högre bruttoårsinkomst för det flyttande hushållet som helhet jämfört med dem som inte flyttat. därefter fortsätter flyttningen att ge årliga inkomstökningar fram till för observation (2003). För det året är den skattade effekten av flyttning . Det är framförallt männen som får ökade inkomster av migration. För kvinnorna är den skattade effekten liten och inte signifikant skild från noll. Generellt indikerar estimaten att effekten av flyttning ökar över tiden efter flyttning. Detta stämmer väl överens med resultat i internationell forskning.TPF115FPT I de separata skattningarna som vi gjort för hushållsgrupper indelade efter individernas utbildningsnivå, finner vi klara belägg för att det är högutbildade män som vinner mest på flyttning och att det är inkomst- 114TP PT Detaljer om data och deskriptiv statistik ges i , J. & , O. [2006]. 115TP PT Se t.ex. Greenwood, M. [1997]. Analys av geografisk rörlighet på individnivå Bilaga 3 till LU 2008 ökningarna i denna grupp som i huvudsak ligger bakom den positiva genomsnittseffekten sett över samtliga hushåll i urvalet. Estimerade effekter av flyttning på bruttoarbetsinkomst (2 434) (5 192) (5 776) (2 572) (4 735) (5 477) (2 832) (4 740) (5 613) (2 962) (4 864) (5 801) (Därav flyttande) (1 911) Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom common support. Signifikansnivåer: * , ** , *** . Standardavvikelser inom parantes. I stora sampel kan standardavvikelserna approximeras som: (TT ) = Var (TT ) Se vidare Eichler, M. & Lechner, M. [2002]. Källa: Egna beräkningar. För hushåll där kvinnan har en utbildningsnivå motsvarande tre- årigt gymnasium eller lägre, indikerar resultaten inga signifikanta effekter av flyttning på den egna inkomsten (Appendix B, tabell B.5). Däremot tyder skattningarna på betydande vinster för hushållet som helhet om dessa kvinnor är gifta eller samboende med högutbildade män. För hushåll där både kvinnan och mannen har kort utbildning finner vi inga positiva inkomsteffekter av flyttning. För kvinnor med hög utbildning (minst grundläggande utbildning vid universitet eller högskola) finner vi nästan inga signifikanta effekter på den egna inkomsten (Appendix B, tabell B.6). Samtliga punktestimat är emellertid positiva i detta fall, Bilaga 3 till LU 2008 Analys av geografisk rörlighet på individnivå men bara i ett fall är den skattade effekten signifikant skild från noll; högutbildade kvinnor som är gifta eller samboende med hög- utbildade män och då inkomsterna efter flyttning mäts vid den senaste tidpunkten (2003). För män som är gifta eller samboende med högutbildade kvinnor finner vi positiva effekter av flyttning på den egna inkomsten bara om männen är högutbildade men inte för andra män. Detta resultat avspeglas även i de skattade effekterna på hushållets samlade inkomst. Effekten av flyttning på hushållets sammanlagda arbets- inkomst är positiv, men bara för hushåll där även maken har universitetsutbildning. Sammanfattningsvis finner vi klara belägg för att gifta eller samboende par som flyttar får högre sammanlagda arbetsinkomster än om de hade stannat. Detta resultat verkar nästan enbart kunna tillskrivas inkomstökningar bland högutbildade män.TPF116FPT Vi har studerat utfallet för hushåll som inte var drabbade av arbetslöshet innan flyttning. Kan denna avgränsning förklara frånvaron av positiva utfall bland de lågutbildade? Vi finner inget som tyder på att så är fallet när vi även inkluderat de som var arbetslösa i urvalet. De resultat som presenterats ovan förändras något storleksmässigt, men vi finner alltjämt inga statistiskt signifikanta vinster av flyttning bland individer som hade kort utbildning. 6.2.2Gifta eller samboende personer som var arbetslösa 1997 Även för hushåll där minst en av makarna eller av de samboende var arbetslös tyder resultaten på att flyttning över gräns till annan lokal arbetsmarknad har resulterat i inkomst- ökning för hushållet som helhet. I likhet med resultaten i föregående avsnitt verkar vinsterna generellt sett vara större för mannen. De skattade effekterna är genomgående positiva men de är behäftade med betydligt större och är i många fall inte statistiskt signifikanta. I tabell 6.4 redovisas resultat avseende hushåll där mannen eller kvinnan var arbetslös . I det fall mannen var 116TP PT Analys av flyttningarnas effekter på inkomstfördelningen inom hushållet indikerar att makarnas relativa utbildningsnivå har betydelse för utfallet, se , J. & , O. [2006]. Den part som har relativt sett högre utbildning får ett relativt sett bättre inkomstutbyte av flyttning och ökar sin andel av den totala hushållsinkomsten. Analys av geografisk rörlighet på individnivå Bilaga 3 till LU 2008 arbetslös är den skattade effekten av flyttning positiv, men statistiskt signifikant bara för uppföljningsperiodens två första år. För mannen är den skattade effekten större på kort sikt. Övriga estimat för män respektive kvinnor är genomgående positiva men inte statistiskt signifikanta. En separat analys av hushåll, där båda makarna var lågutbildade, indikerar en statistiskt signifikant vinst av flyttning för mannen på ca (resultaten inte redovisade i tabell). I övrigt finner vi inga tecken på statistiskt signifikanta vinster av flyttning för denna grupp. Punktestimaten ligger överlag på en väsentligt lägre nivå i jämförelse med motsvarande estimat i tabell 6.4. Tabell 6.4 Estimerade effekter av flyttning på hushållets brutto- arbetsinkomst där mannen eller kvinnan var arbetslös 1997 Hushåll där mannen var Hushåll där kvinnan var 22 605*** 27 067*** 19 860** (5 192) (6 348) (8 872) (3 883) 19 804** (5 368) (6 800) (8 951) (4 189) (10 550) 18 859** (5 831) (7 271) (9 722) (4 278) (5 834) (7 433) (10 113) (4 505) (10 075) (Därav flyttande) 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. Resultaten för hushåll där kvinnan var arbetslös före flyttning ges i den högra halvan av tabell 6.4. Här finner vi relativt likartade resultat som när mannen var arbetslös. Hushållet verkar vinna på Bilaga 3 till LU 2008 Analys av geografisk rörlighet på individnivå flyttning och den skattade sammanlagda effekten ligger enligt dessa skattningar runt . Något överraskande tyder resultaten på att det är inkomstökningen bland medflyttande män som utgör större delen av flyttningseffekten på den sammanlagda hushållsinkomsten. En tänkbar förklaring är att arbetslöshet bland gifta eller samboende kvinnor ger båda parter incitament till utflyttning, men att det är mannens karriär som väger tyngst vid val av ny bostadsort. En alternativ förklaring kan vara att kvinnorna till större del arbetar inom den offentliga sektorn eller i yrken med mindre lönespridning. En särskild analys av hushåll, där båda makarna hade kort utbildning, antyder en vinst för såväl mannen som sammanlagt för hushållet på (inte redovisat i tabell). Dessa estimat är bara signifikanta på tioprocentsnivån och i övrigt finner vi inga tecken på statistiskt signifikanta vinster av flyttning för individer med kort utbildning. För hushåll där både mannen och kvinnan var arbetslösa innan flyttning indikerar samtliga punktestimat positiva vinster av flyttning i storleksordningen , men skattningarna är inte signifikanta på femprocentsnivån (Appendix B, tabell B.7). I detta fall är antalet observationer betydligt färre men det finns för- modligen också andra förklaringar till estimaten inte är signifikant skilda från noll. En möjlig förklaring är att utflöden till studier och andra tillstånd utanför arbetskraften kan vara relativt stora i denna grupp av hushåll. För hushåll där både mannen och kvinnan var arbetslösa och dessutom hade kort utbildning, finner vi, vid separata skattningar, inga statistiskt signifikanta effekter på arbetsinkomster av flyttning (skattningar inte redovisade i tabell). Vår tolkning av resultaten är att det finns väsentliga vinster av flyttning för hushåll där en av makarna var arbetslös innan flyttning och att den större delen av den sammanlagda inkomstökningen för hushållet består av inkomstökningar för mannen. Den skattade vinsten av flyttning för kvinnan är inte i något fall statistiskt signifikant skild från noll. Även hushåll där båda makarna var arbetslösa innan flyttning är samtliga punktestimat positiva, men vi finner inga statistiskt signifikanta resultat för denna grupp. Avslutningsvis finner vi i stort sett inga belägg för att arbetslösa med kort utbildning skördade ekonomiska vinster av flyttning. Analys av geografisk rörlighet på individnivå Bilaga 3 till LU 2008 6.2.3Ensamstående som var sysselsatta eller utanför arbetskraften För individer som var ensamstående 1997 indikerar resultaten positiva effekter av flyttning på bruttoarbetsinkomsterna (tabell 6.5). Skattningarna gäller och använder samma skattningsmetod som redovisats ovan. Data härrör från samma källor som tidigare och innefattar i detta fall ett slumpmässigt urval av den svenska befolkningen. Urvalet består av 25 378 män och 20 895 kvinnor som 1997 var sysselsatta och i åldern 25–. Flyttning över lokal arbetsmarknadsregiongräns sker eller 1999. Estimerade effekter av flyttning på bruttoarbetsinkomst 7 928** 18 170** 12 352** 15 137** 19 389*** 20 577*** 17 008** 20 440*** 17 559** 18 213*** 30 492*** 15 271** 25 755*** 22 225** 32 213*** 14 922** 22 446** (1 709) (1 451) Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom common support. Signifikansnivåer: * , ** , *** . Källa: Egna beräkningar. För både ensamstående män och kvinnor finner vi positiva effekter på arbetsinkomsterna av flyttning, men effekterna är även i detta fall större för männen. För både män och kvinnor gäller att det främst var de högutbildade som tjänade ekonomiskt på att flytta. Bland personer med lägre utbildning indikeras ingen statistiskt signifikant effekt på arbetsinkomsten, varken direkt efter flyttning Bilaga 3 till LU 2008 Analys av geografisk rörlighet på individnivå gäller för personer som var sysselsatta eller utanför arbetskraften innan flyttning. Återigen är det rimligt att tänka sig annorlunda effekter för personer med lägre utbildning som var arbetslösa innan flyttning. I likhet med tidigare analyseras de arbetslösa separat och resultaten redovisas i avsnitt 6.2.4. 6.2.4Ensamstående som var arbetslösa 1997 För personer som var ensamstående och arbetslösa innan flyttning, tyder skattningsresultaten som redovisas i tabell 6.6, överlag på att mellanregional migration resulterat i högre bruttoarbetsinkomster både för män och för kvinnor om de har en längre utbildning, vilket är i linje med resultaten för ensamstående som var sysselsatta eller utanför arbetskraften. Tabell 6.6 Estimerade effekter av flyttning på bruttoarbetsinkomst för ensamstående som var arbetslösa 8 883*** 35 999*** -5 455* 21 904** 11 055*** 40 130*** -11 202*** 25 907*** 25 337*** -9 376*** 25 759*** 33 423*** -6 437* 21 184*** 31 696*** -8 486** 19 963** Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom common support. Signifikansnivåer: * , ** , *** . Källa: Egna beräkningar. Analys av geografisk rörlighet på individnivå Bilaga 3 till LU 2008 Vi spekulerade tidigare om att utfallet av flyttning för individer med kort utbildning skulle kunna se bättre ut för personer som var arbetslösa i jämförelse med resultaten i tabell 6.5. Vi kan dock konstatera att så är inte fallet. För personer med kortare utbildning finner vi återigen inget som tyder på att flyttning har gett högre arbetsinkomst. En möjlig förklaring till detta resultat skulle kunna vara att de med lägre utbildning i högre utsträckning flyttat för att studera vidare och därför lämnat arbetskraften, vilket i sin tur resulterat i en sämre inkomstutveckling på kort sikt. Vid en närmare granskning av data över denna grupp finner vi dock inget som ger stöd för den förklaringen. Våra resultat tyder, sammanfattningsvis, på att migration har medfört högre arbetsinkomster för de flyttande i jämförelse med de inkomster de skulle ha haft om de stannat. Bland gifta eller samboende finner vi att den skattade genomsnittliga vinsten av flyttning i första hand förklaras av inkomstutvecklingen efter flyttning för högutbildade män. För gifta eller samboende kvinnor indikerar resultaten för gruppen som helhet relativt små inkomst- ökningar eller inga statistiskt signifikanta effekter av migration på den egna inkomsten. Vi finner också positiva effekter av flyttning på bruttoarbets- inkomster bland de ensamstående. Den genomsnittliga effekten är positiv för både kvinnor och män, men det verkar som att detta i huvudsak endast gäller individer med högre utbildning. Separata studier av inkomstförändringar bland personer som drabbads av arbetslöshet visar också på betydande vinst av flyttning för hushållet som helhet. Resultaten ger viss antydan om större vinst för män i jämförelse med kvinnor bland gifta och samboende par men skattningsresultaten är behäftade med osäkerhet. Arbetspendling över regiongräns ökat i omfattning och pendlingen sker över längre distanser än tidigare, vilket visades i kapitel 4. Eftersom det finns få svenska studier av arbetspendling baserade på större datamaterial är kunskapen om pendlingens drivkrafter relativt knapphändiga. Vi har skattat en modell för pendling där vi utnyttjat ett stort antal individobservationer från officiella register över den svenska befolkningen och tillämpat lokala arbets- marknadsregioner (LA 2000) som regional indelning.TPF117FPT Samtliga 117TP PT I likhet med tidigare använder vi data från ITPS databas . Bilaga 3 till LU 2008 Analys av geografisk rörlighet på individnivå individer i urvalet var i åldern 25–och svenska medborgare (inklusive medborgare födda i utlandet). Deskriptiv statistik ges i Appendix B, tabell B.3 och B.4. Pendlarna har i genomsnitt högre arbetslöshet, större andel studerande och högre utbildningsnivå än personer som inte påbörjade pendling. Vidare var den genomsnittliga inkomsten före påbörjad pendling lägre bland pendlarna i jämförelse med dem som inte började pendla, särskilt för kvinnorna. Vi är primärt intresserade att analysera pendling som en del av matchningsprocessen på arbetsmarknaden. I detta fall analyseras en process där ett ledigt jobb i en region tillsätts av en arbetssökande som bor i en annan region och som väljer att påbörja pendling till det nya arbetsstället. Den beroende variabeln i vår pendlingsmodell indikerar om en individ påbörjat pendling över regiongräns till ett nytt arbetsställe och att det nya arbetsstället är beläget i annan LA–region än den som individen var mantals- skriven i 1997. Här ingår även personer som pendlade över region- gräns vid båda observationstillfällena men har bytt arbetsställe mellan 1997 och 1998.TPF118FPT De förklarande variablerna i pendlingsmodellen är i stora drag desamma som i tidigare redovisade migrationsmodeller. De mäter ett antal individuella karaktäriska och hushållsattribut som på olika sätt kan antas påverka individens eller hushållets nytta av att pendla. Pendlingsmodellerna skattas separat för hushåll med ensamstående personer respektive gifta eller samboende par. När det gäller den senare gruppen ingår, i likhet med tidigare, endast par med gemensamt hemmavarande barn . Samtliga modeller har skattats som linjära sannolikhetsmodeller. Skattningarna har utförts särskilt för män respektive kvinnor och samtliga modeller är skattade med regionspecifika fixa effekter. Återigen ligger det primära intresset i att skatta effekter av individens arbetskraftsstatus, i synnerhet individuell erfarenhet av arbetslöshet. 118TP PT Vi utesluter således personer som pendlar över regiongräns till samma arbetsställe 1997 och 1998. Märk att vi här inte är ute efter studera beståndet av pendlare som i huvudsak består av personer som fortsätter att pendla till samma arbetsställe och anställning. Analys av geografisk rörlighet på individnivå Bilaga 3 till LU 2008 6.3.1Pendling bland gifta eller samboende par Skattningsresultat avseende gifta eller samboende par presenteras i tabell 6.7 där den vänstra kolumnen innehåller estimat av sannolikheten att mannen i hushållet påbörjade pendling . Den högra kolumnen innehåller motsvarande resultat för kvinnan i hushållet. I likhet med migra- tionsmodellerna inkluderar vi även här variabler som indikerar attribut hos maka/make som potentiella förklaringsfaktorer till mannens/kvinnans pendling. Mannens attribut markeras som tidigare med M och kvinnans med K. Resultaten antyder, i likhet med resultaten från skattningarna av migrationens drivkrafter, att egen erfarenhet av arbetslöshet ökar sannolikheten för att individen väljer att påbörja pendling till annan lokal arbetsmarknadsregion (alternativt att börja pendla till en annan LA i jämförelse med den LA man tidigare pendlade till). Betydelsen av tidigare erfarenhet av arbetslöshet verkar vara speciellt accentuerad för mannen där estimatet indikerar en ökning av sannolikheten för pendling med . Mannens pendling verkar inte påverkas av kvinnans arbetslöshet medan vi finner stöd för att mannens arbetslöshet är positivt korrelerad med sannolikheten för pendling bland kvinnor. De skattade effekterna av den egna arbetslösheten är i enlighet med tidigare relativt okänsliga för hur modellen specificeras. Det egna inträdet i arbetskraften är positivt korrelerat med sannolikheten för mellanregional pendling. Make/makas inträde verkar inte ha någon betydelse i detta sammanhang. I likhet med flyttningarna verkar socialbidrag inte ha negativa effekter på rörlighet i form av pendling. Bilaga 3 till LU 2008 Analys av geografisk rörlighet på individnivå Sannolikhet för pendling över gräns för lokal arbetsmarknad för gifta eller samboende 1997 -0,26 -0,11 M Ej i arbetskraften K Ej i arbetskraften. -0,08 -0,12 -0,11 -0,04 -0,02 -0,02 -0,28 -0,15 -0,50 -0,31 -0,24 -0,46 Anm.: Signifikansnivåer: 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. När det gäller övriga variabler verkar sannolikheten för pendling öka med individernas utbildning, men skattningarna är inte alltid signifikanta och det verkar främst vara den egna utbildningsnivån Analys av geografisk rörlighet på individnivå Bilaga 3 till LU 2008 som har betydelse. Ett något oväntat resultat är att den skattade effekten av att ha hemmavarande barn inte är signifikant. En möjlig förklaring är att pendling till viss del är ett mera attraktivt alternativ än flyttning för vissa barnfamiljer. I vissa alternativa specifikationer är estimatet för kvinnan signifikant, men den skattade effekten är liten. Resultaten tyder också på att män och kvinnor som är födda utanför en har relativt sett lägre sannolikhet att pendla.TPF119FPT Vi har även här experimenterat med alternativa specifikationer med ett antal regionspecifika attribut i stället för de fixa effekterna (inte redovisade i tabell). Generellt indikeras att sannolikheten för pendling påverkas negativt av storleken på befolkningen i boende- regionen. Detta resultat talar i varje fall inte mot att befolkningsstora regioner har en mer diversifierad arbetsmarknad och en relativt mindre regioner väl utbyggd infrastruktur för pendling inom regionen. Skattningarna avseende pendling bland män ger stöd för hypotesen om att en större tillgänglighet till arbetsplatser i andra regioner ökar sannolikheten för pendling. För kvinnorna indikeras inget signifikant samband mellan extern tillgänglighet och pendling. Möjligen återspeglar detta att kvinnor i allmänhet pendlar kortare distanser i jämförelse med mänTPF120FPT och att tillgång till arbetsplatser i andra regioner har mindre betydelse än den interna tillgängligheten till arbetsplatser inom boende- regionen. Skattningsresultaten för pendlingsbenägenheten för hushåll bestående av en vuxen person (med eller utan hemmavarande barn) redovisas i tabell 6.8. Som tidigare utelämnas av utrymmesskäl skattningsresultat när hänsyn tas till boenderegion 1997 och bransch för tidigare anställning. TTTP PTT Våra känslighetsanalyser har främst varit inriktade mot att testa hur robusta våra resultat är när det gäller effekter av individernas arbetskraftsstatus på pendling. När det gäller övriga variabler kan resultaten eventuellt vara känsliga för hur modellen specificeras.