sou · GVB335 · 2008-01-01 00:00:00 — Det hävdas ofta att pendling är mera betydelsefullt för matchningsprocessen på arbetsmarknaden än mellanregionala flyttningar eftersom de observerade pendlingsfrekvenserna generellt sett är högre än flyttfrekvenserna.TPF80FPT Men frågan om vilket av de två fenomenen som har störst betydelse för matchnings- processen kan av flera skäl inte besvaras genom enkla jämförelser av observerade pendlings- och flyttfrekvenser. För det första är inte alla flyttningar arbetsmarknadsrelaterade (i motsats till arbets- pendling) och flyttströmmarna utgörs delvis personer utanför arbetskraften. Genom att avgränsa den studerade populationen till personer i arbetsför ålder kan detta problem reduceras något. För det andra är pendlingstal mellan t.ex. två regioner eller beräknat som årsgenomsnitt (i enlighet med tillgänglig officiell statistik) inte ett mått på förändringar i arbets- kraftsutbudet eftersom bara en liten del av detta representerar nya 80TP PT Se t.ex. [2005]. Geografisk rörlighet – omfattning och trender 1974–2005 Bilaga 3 till LU 2008 De flesta pendlar till samma jobb som året innan. Detta mått innebär därför en grov överskattning av pendlingens betydelse för anpassningen på arbetsmarknaden till förändringar i efterfrågan även om den totala arbetspendlingen säger något om flexibiliteten i arbetskraftsutbudet.TPF81FPT En något mer relevant jämförelse mellan pendling och flyttningar som rörlighetsindikatorer är att jämföra mellanregionala flyttningsströmmar av personer i arbetsför ålder med förändringar i pendlingens omfattning och riktning mellan två observations- tidpunkter. Något förenklat rör det sig om de individer som påbörjar pendling över regiongräns eller byter destination för fortsatt pendling över regiongräns mellan två observations- tillfällen.TPF82FPT Med en sådan ansats följer dock viss överskattning av flyttningarnas relativa betydelse för momentan geografisk arbets- kraftsrörlighet vid jämförelser mellan dessa två typer av rörlighet. Förändringar i beståndet pendlare redovisas dock ej i officiell statistik . I kapitel 6 redovisar vi resultat från skattningar av modeller för migration och påbörjad/förändrad pendling mellan lokala arbetsmarknadsregioner baserade på bearbetningar av individdata ur svenska befolkningsregister. Den sammanlagda slutsatsen av våra analyser av mellanregionala flyttningar och pendling i baserade på aggregerade data är att den geografiska rörligheten numera befinner sig på en för- hållandevis hög nivå. Flyttningarna har ökat trendmässigt och ligger på nästan samma nivå som under flyttlasspolitikens era . Vi kan också konstatera att arbetspendlingen ökat dramatiskt i omfattning . Den kortväga pendlingen över kommun- gräns har nästan fördubblats och den långväga över LA-gräns har mer än fördubblats. Uppfattningen att den geografiska rörligheten kan betraktas som förhållandevis omfattande har också stöd i färska uppgifter över flyttningar och pendling. Dessa visar att flyttningarna över länsgräns fortsatt att öka med TP PT Förändringar av det totala antalet pendlare över tiden, som presenterats tidigare i detta kapitel, är dock i de flesta fall mera intressant som mått på arbetskraftens rörlighet. 82TP PT Se t.ex. , , , U. & , O. [2003] och , G. [1985]. Bilaga 3 till LU 2008 Geografisk rörlighet – omfattning och trender 1974–2005 i jämförelse med 2005.TPF83FPT Den senaste statistiken visar också att pendlingen över kommungräns ökat med mellan 2004 och 2005.TPF84FPT Sammantaget kan vi alltså konstatera att den geografiska rörligheten befinner sig på en tämligen hög nivå. Det finns emellertid skäl att påminna om två särskilda omständigheter i detta sammanhang. Den ena rör flyttningsbenägenhetens utveckling i olika befolkningsgrupper. Här finner vi att den kraftiga ökningen i regional omflyttning, som ägt rum , nästan uteslutande förklaras av en mycket påtaglig uppgång i flyttningsintensiteten bland personer i åldrarna 20–. Det finns mycket som talar för att ökningen av flyttningsbenägenheten i denna åldersgrupp hänger samman med utbyggnaden och decentraliseringen av högre utbildning. I följande kapitel åter- kommer vi med en mer explicit analys av denna hypotes. Det finns dock anledning att understryka att byte av bostadsort i samband med påbörjande och avslutande av högre studier kan uppfattas som ett led i en etableringsstrategi på arbetsmarknaden och därför delvis är att betrakta som arbetsmarknadsrelaterad omflyttning. Den andra omständigheten gäller sambandet mellan netto- inflyttning till storstadsregionerna, förhållanden på bostads- marknaden och ökad pendling. Den mycket kraftiga uppgången i arbetspendling avspeglar till viss del det faktum att pendling i växande grad fungerar som ett alternativ till flyttning när man erbjuds arbete utanför den nuvarande bostadsregionen. Men ökningen i pendling är också delvis ett resultat av en fortsatt omfattande nettoinflyttning till storstadsregionerna. Den kraftiga nettoinflyttningen har ökat trycket på bostadsmarknaderna i dessa områden, med följden att nyinflyttade ofta inte har något annat val än att bosätta sig på relativt långt pendlingsavstånd från arbets- platsen. Detta illustrerar att beroendeförhållandet mellan flyttning och pendling är mer komplext än vad man vid en första anblick kan tro. Likväl som en ökande arbetspendling kan vara en indikation på en flexiblare regional arbetsmarknad kan det också vara ett tecken 83TP PT SCB [2007a]. 84TP PT SCB [2007b]. Geografisk rörlighet – omfattning och trender 1974–2005 Bilaga 3 till LU 2008 på en försämrad bostadsmarknad.TPF85FPT Ett dilemma i sammanhanget är att sambandet mellan bostads- och arbetsmarknaden har ägnats jämförelsevis lite uppmärksamhet i svensk forskning om geografisk rörlighet. I rapportens slutdiskussion återkommer vi med ytter- ligare några argument till varför man inte bör förhålla sig alltför okritiskt till den tydliga trenden mot ökad arbetspendling. Ytterligare perspektiv på den svenska geografiska rörligheten kan vi få genom internationella jämförelser. När vi studerar mellan- regionala flyttningar och pendling i ett antal finner vi inget som tyder på att avviker negativt vid en jämförelse med andra utvecklade ekonomier. Mot bakgrund av svårigheterna att finna jämförbara regionala enheter vid internationella jäm- förelser är det dock befogat med stor varsamhet i tolkningen av dessa resultat. Vad som är en optimal rörlighetsnivå för en viss ekonomi beror också på en rad faktorer som ser olika ut i olika länder. Skillnader i produktionsstruktur, utvecklingsnivå och individernas preferenser kan delvis förklara skillnader mellan länder och utvecklingen av rörlighet över tiden. För del innebar den höga rationalise- ringstakten inom jord- och skogsbruk ett stort behov av rörlighet . producerades en större andel av varor och tjänster lokalt och behovet av geografisk rörlighet var kanske av den orsaken mindre jämfört med senare år. Koncentration och en tilltagande differentiering av produktionen och arbetskraftens kompetens, har tillsammans med snabba förändringar på världs- marknaden medfört ett ökat behov av geografisk rörlighet. har realinkomsterna ökat vilket på marginalen kan betyda att individerna i högre grad prioriterar olika livskvalitetsfaktorer som inte är direkt arbetsmarknadsanknutna vid val av bostadsort. För vissa grupper kan det senare leda till minskad vilja till flyttning eller pendling över längre distans, för andra till ökad benägenhet till rörlighet. 85TP PT De ökande pendlingstalen kan också avspegla svårigheten för framför allt yngre människor att få tillgång till en egen bostad i samband med inflyttning till storstads- regionerna. Om man flyttar in till storstadsområden för att arbeta, men tvingas bo i andra eller tredje hand och därför fortsätter att vara mantalsskriven på föräldrarnas adress, registreras detta i statistiken som pendling. Denna form av pendling är en statistisk artefakt som hänger samman med definitionen av pendling i den registerbaserade arbets- marknadsstatistiken. Vi känner inte till någon kartläggning över hur omfattande detta fenomen är och i vilken utsträckning det har tilltagit över tiden. 5Omflyttningens drivkrafter och de regionala obalanserna Vi har tidigare konstaterat att arbetskraftens geografiska rörlighet är av väsentlig betydelse för en väl fungerande arbetsmarknad. En hög geografisk rörlighet förhindrar att arbetskraft låses fast i regioner med vikande arbetskraftsefterfrågan och underlättar i stället en överföring av arbetskraft till regioner där nya arbets- tillfällen tillkommer. I detta kapitel redovisas några empiriska resultat beträffande den regionala omflyttningens bestämnings- faktorer –2004. Av analyserna i föregående kapitel framgår att det föreligger ett förhållandevis starkt samband mellan efterfrågetrycket på arbetsmarknaden och den geografiska rörligheten totalt sett, såväl före som efter 1990-talskrisen. Dessa resultat säger dock inget om huruvida rörligheten går från regioner med jämförelsevis svagare arbetsmarknadsläge till regioner med relativt sett starkare arbetsmarknadssituation och därigenom bidrar till att utjämna regionala obalanser på arbetsmarknaden. Det är denna frågeställning som står i fokus i detta kapitel. 5.1En modell för arbetsmarknadsrelaterad regional omflyttning Utgångspunkten för den empiriska analysen är en sökmodell för regional rörlighet utvecklad av Jackman & Savouri (1992).TPF86FPT Enligt denna modell är det nyanställningar som genererar arbets- marknadsrelaterade flyttningar. En flyttning uppstår som resultat av att en ledig plats i region j tillsätts av en arbetssökande från region i. Sannolikheten för detta beror av det relativa antalet arbetssökande i region i och det svenska studier av regional omflyttning. TP PT Sökmodellen har använts i flera tidigare & , B. [1994], , O. [1998] använder modellen för att studera migration på länsnivå och , K. [1998] använder den för att studera flyttningar på kommunnivå. Omflyttningens drivkrafter och de regionala obalanserna Bilaga 3 till LU 2008 Denna ansats skiljer sig något från den traditionella humankapitalmodellen i så måtto att den lägger tonvikten på kvantiteter (arbetssökande och lediga platser) snarare än priser (löner/inkomster). I humankapitalmodellen är regionala löne- skillnader en viktig drivkraft för omflyttningen mellan regioner. Denna ansats förutsätter dock att lönerna är flexibla och anpassar sig vid olika typer av störningar på de regionala arbetsmarknaderna. I en ekonomi som kännetecknas av trögrörliga löner kommer förändringar i exempelvis varuefterfrågan, råvarupriser och produktionsteknik i stället att ge upphov till regionala skillnader i arbetslöshet och vakanser. Med utgångspunkt från sökmodellen kan flyttströmmarna förväntas gå från regioner med relativt sett många arbetssökande till regioner med relativt sett många lediga platser. Denna omflyttning antas alltså komma till stånd även om det inte föreligger några regionala skillnader i löner. Det faktum att sökmodellen framhåller kvantiteter snarare än priser som drivkraft för regional rörlighet passar väl in på svenska arbetsmarknads- förhållanden. Den svenska arbetsmarknaden karaktäriseras av liten nominell löneflexibilitet och små regionala löneskillnader. Den regionala variationen i arbetslöshet och lediga platser är mångfalt större än motsvarande skillnader i löner.TPF87FPT Analysen baseras på årliga data över bruttoflyttningsströmmar mellan lokala arbetsmarknader (LA) –2004.TPF88FPT Den beroende variabeln är definierad som logaritmen av antalet flyttare från LA i till LA j som andel av befolkningen i i, (ln mijB B). De förklarande variabler som kan motiveras utifrån den teoretiska modellen är den relativa arbetslöshetskvoten (uiB B/ujB B), den relativa andelen i arbetsmarknadspolitiska program (piB B/pjB B) och den relativa vakanskvoten (vjB /B vBi)B . Som indikator för den totala anställningsaktiviteten i ekonomin används vakanskvoten för hela ekonomin (v) respektive år. Modellen är alltså specificerad för att svara på frågan hur skillnader i arbetsmarknadsläge mellan två LA påverkar bruttoflyttningsströmmarna mellan dessa givet den totala anställningsaktiviteten i ekonomin. Notera att kvoterna är formu- lerade på ett sådant sätt att vi förväntar oss positiva tecken på de 87TP PT , C. [1995] presenterar siffror över regionala skillnader i arbetslöshet, arbets- marknadspolitiska program, lediga platser och löner för perioden –1993. För en mer detaljerad genomgång av den svenska lönestrukturen och dess utveckling i ett internationellt perspektiv, se t.ex. , A. m.fl. [2006] och [2006]. 88TP PT Det rör sig om samma indelning i lokala arbetsmarknader som presenterats i tidigare kapitel, dvs. 89 LA definierade enligt pendlingsstatistik . Bilaga 3 till LU 2008 Omflyttningens drivkrafter och de regionala obalanserna Det innebär att flyttningarna förväntas öka ju högre arbetslöshets- respektive programkvoten är i utflyttnings- regionen jämfört med inflyttningsregionen. På motsvarande sätt förväntar vi oss att flyttningarna ökar ju högre vakanskvoten är i inflyttningsregionen jämfört med utflyttningsregionen. Ovanstående grundspecifikation har kompletterats med ytterligare ett antal variabler. För det första introduceras den relativa befolkningsstorleken (POPjB B/POPiB B). En stor region har sannolikt ett mer diversifierat näringsliv och ett större flöde av lokala jobberbjudanden.TPF89FPT Detta underlättar förutsättningarna för lokal jobbrörlighet och minskar därmed risken för framtida arbetslöshet. Sådana försäkringsmässiga argument för att välja en stor region kan, som diskuterats tidigare, vara särskilt betydelse- fulla för hushåll med två förvärvsarbetande och i synnerhet om det handlar om högutbildade personer. Stora regioner erbjuder normalt också större valmöjligheter för konsumtion av privata och offentliga tjänster. Vi har tidigare argumenterat för att högskolesektorns mycket snabba expansion sannolikt är av stor betydelse för den ökning i regional omflyttning som ägt rum . För att mer explicit undersöka vilken bety- delse den högre utbildningen har för flyttströmmarna, har vi utökat modellen med den totala utbildningskapaciteten (h) och den rela- tiva regionala utbildningskapaciteten (hjB /B hBi)B . Utbildningskapaci- teten är definierad som antalet platser i grundläggande högskole- utbildning i förhållande till befolkningen i åldern 18–39 år.TPF90FPT Slutligen har vi tagit med flyttningsavståndet mellan LA i och LA j (dijB B). Som avståndsmått använder vi kilometerdistansen i vägnätet mellan huvudorterna i respektive LA. Flyttningsavståndet avspeglar sannolikt både sökkostnader och olika typer av direkta och indirekta kostnader för eventuell flyttning. Samtliga förklarande variabler i modellen uttrycks i logaritmerad form. Vi kan således tolka de skattade parametrarna i procentuella termer, det vill säga hur en procentuell förändring i en viss för- 89TP PT Se , K. & , O. [2003] och , B., Strömquist, U. & , P. [1998] för en analys av lokala arbetsmarknaders storlek och näringslivets diversifiering. 90TP PT Stöd för att det är antalet utbildningsplatser per capita snarare än den absoluta utbildnings- kapaciteten som påverkar sannolikheten att påbörja högskoleutbildningen och flyttning i samband med utbildning finns i , K. [2006]. Per capita definitionen har dessutom fördelen att vara mindre korrelerad med befolkningsstorlek, vilket underlättar tolkningen av de skattade parametrarna för dessa variabler. Omflyttningens drivkrafter och de regionala obalanserna Bilaga 3 till LU 2008 klarande variabel påverkar bruttoflyttningarna i procent. Formellt kan grundversionen av modellen skrivas som: ln mij = ln v + ln(ui / u j ) + ln( pi / p j ) + ln(v j / vi ) + ln(POPj / POPi ) + ln h + ln(hj / hi ) + ln dij De data som analysen baseras på är en kombination av tvärsnitts- och tidsseriedata, så kallade paneldata, över 89 LA-regioner observerade under . Totalt rör det sig om 148 808 observa- tioner (89*88*19). Det finns en rad olika ekonometriska tekniker för att analysera paneldata.TPF91FPT svenska studier av regional omflyttning som utgått från Jackman-Savouri-modellen och baserats på paneldata, har genomgående använts sig av så kallade fixa effekter i skattningarna. En fördel med att nyttja fixa effekter är att de kompenserar för utelämnade variabler som är konstanta över tiden. Därmed blir det möjligt att erhålla konsistenta estimat även i det fall modellen inte innefattar alla relevanta förklarande variabler. Det pris man betalar för att med hjälp av fixa effekter eliminera den variation i tvärsnitten som hänger samman med icke- observerbara faktorer är dock att all tvärsnittsvariation går förlorad. Det innebär att de skattade parametrarna endast identifieras på basis av variation inom tvärsnitten . Att kasta bort all variation mellan tvärsnitten kan visa sig vara särskilt kostsamt om man försöker förklara en snabbt föränderlig beroende variabel med trögrörliga oberoende variabler eller oberoende variabler som uppvisar ensidig trend. Dessa avigsidor har gjort att forskare inom andra tillämpade områden avråder från att använda fixa effekter i panelskattningar eller åtminstone upp- manar till stor försiktighet i tolkningen av sådana skattningar.TPF92FPT Mot bakgrund av ovanstående diskussion väljer vi att i första hand redovisa skattningsresultat från en klassisk regressionsmodell utan fixa effekter, där de skattade parametrarna alltså identifieras av variation både inom och mellan tvärsnitten. Det visar sig dock att resultaten är känsliga för modellspecifikation. Därför kommer vi även kommentera vad som händer om vi inför fixa effekter i skattningarna.TPF93FPT 91TP PT Se t.ex. , W. H. [2003] för en introduktion till olika ekonometriska metoder för att analysera paneldata. 92TP PT Se t.ex. Durlauf, S. N., , P. & Temple, J. R. W. [2005] för en diskussion av panelansatser i tillväxtekonometri. 93TP PT Den så kallade random-effects-modellen är ett annat exempel på en modell som ibland används för att analysera paneldata. I stället för en fix effekt inför man i denna modell en slumpmässig term för varje tvärsnittsobservation. Det krävs dock att denna term är Bilaga 3 till LU 2008 Omflyttningens drivkrafter och de regionala obalanserna 5.2Resultat för perioden –2004 De empiriska resultaten för hela perioden –2004 presenteras i tabell 5.1. Av den första kolumnen kan vi utläsa att en ökning av den relativa arbetslöshetskvoten (uBiB/ujB B) ökar utflyttningen . En ökning av den relativa vakanskvoten (vjB B/vBi)B ökar inflyttningen . Vi ser också att flyttningarna tilltar med anställnings- aktiviteten i ekonomin, mätt med den totala vakanskvoten (v). Resultaten stämmer så långt väl överens med vad som kan förväntas utifrån den teoretiska modellen och estimaten är genomgående signifikanta på femprocentsnivån eller lägre. Vidare är de skattade parametrarna robusta för olika sätt att hantera konjunkturläget i ekonomin.TPF94FPT Även övriga variabler uppvisar förväntade effekter på brutto- flyttningsströmmarna. En ökning av den relativa befolknings- storleken (POPjB /B POPiB B) ökar inflyttningen . Det tycks också finnas stöd för påståendet att flytt- strömmarna påverkas av högskolesektorns utbyggnad och den relativa regionala tillgången på utbildningsplatser. En ökning av den totala utbildningskapaciteten (h) föranleder en ökad omflyttning . Vidare finner vi att en ökning av den relativa regionala utbildningskapaciteten (hjB /B hBi)B ökar inflyttningen . Slutligen kan vi konstatera att flyttningsbenägenheten minskar avsevärt med geografiskt avstånd. En ökning av migrationsdistansen (dijB B) minskar flyttningarna med . Samtliga estimat är signifikanta på enprocentsnivån. I den andra kolumnen i tabell 5.1 använder vi den relativa andelen i arbetsmarknadspolitiska program (pBiB/pjB )B i stället för arbetslöshetskvoten. Effekten på flyttningarna blir ungefär den- samma; en ökning av andelen i arbetsmarknadspolitiska program ökar utflyttningen . Den tredje kolumnen visar att när vi introducerar både arbetslöshetskvoten och andelen i program har båda variablerna en positiv men insignifikant effekt på utflyttningen. Problemet är att variablerna är så högt korrelerade att det inte är möjligt att separera deras okorrelerad med övriga förklarande variabler, annars ger modellen inte konsistenta estimat. I samtliga fall där vi testade modellen förkastades detta antagande på basis av ett Hausman specifikationstest. Vi redovisar därför inga resultat för random effects modellen. 94TP PT Parametrarna förändras endast marginellt när vi använder den totala migrationskvoten eller årsdummyvariabler som konjunkturindikator. Omflyttningens drivkrafter och de regionala obalanserna Bilaga 3 till LU 2008 individuella effekter på omflyttningen. Vi kommer därför fortsätt- ningsvis att addera arbetslöshetskvoten och andelen i arbets- marknadspolitiska program till ett mått på den totala arbetslös- hetskvoten (uiB B+pBi/B ujB B+pjB B).TPF95FPT Tabell 5.1 Skattningsresultat flyttningar mellan lokala arbets- marknader 1986–2004 ln(uiB /B ujB )B (3,39) (1,40) ln(piB /B pjB )B (3,17) (0,65) ln(vjB /B viB )B (2,30) (2,67) (2,35) (12,88) (12,88) (12,88) ln(POPjB /B POPiB )B (71,17) (65,35) (65,05) (11,44) (11,44) (11,44) ln(hjB /B hiB )B (5,03) (4,96) (5,05) -2,3420 -2,3420 -2,3420 (-233,77) (-233,77) (-233,77) Anm.: Skattningsresultat baserade på poolade tvärsnitts- och tidsserieobservationer utan fixa effekter. t-värden baserade på robusta standardfel inom parentes. Signifikansnivåer: * , ** , *** . Källa: Egna beräkningar. Vi har också experimenterat med att införa olika mått på ackommodationsgraden i arbetsmarknadspolitiken i modellen. Dessa mått har formulerats som andelen personer i arbets- marknadspolitiska program i relation till andelen i öppen respektive total arbetslöshet i utflyttningsregionen, dvs. (pBi/B uBi)B och (piB B/uBiB+pBi)B . Det visade sig dock att även dessa variabler är så högt korrelerade 95TP PT Se översikten om tidigare forskning i kapitel 3 och de studier som refereras däri för en diskussion och analys av arbetsmarknadspolitiska åtgärder och geografisk rörlighet. Bilaga 3 till LU 2008 Omflyttningens drivkrafter och de regionala obalanserna med övriga variabler i modellen att det blev svårt att urskilja effekten av var och en av dem på omflyttningen. De skattade parametrarna för övriga variabler förändras påtagligt när ackommo- dationsmåtten introduceras i modellen, sannolikt till följd av korre- lationen mellan dessa mått och övriga variabler. Vi betraktar därför dessa specifikationer som mindre tillförlitliga men vill ändå notera att ackommodationsgraden i arbetsmarknadspolitiken uppvisar en kraftigt negativ och signifikant effekt på flyttningarna i dessa skattningar (ej redovisade i tabell). En ökning av de arbetsmark- nadspolitiska programmen i utflyttningsregionen, givet nivån på den öppna eller totala arbetslösheten, minskar alltså utflyttningen signifikant. Vi har även laborerat med en mindre restriktiv specifikation av modellen, där variablerna för ut- och inflyttningsregion introdu- ceras separat i stället för som relativa storheter (den senare formu- leringen följer av den teoretiska modellen). Med undantag för avståndsvariabeln (som liksom tidigare är starkt signifikant negativ) erhåller vi genomgående positiva signifikanta effekter på flyttningen i den mindre restriktiva specifikationen. Den skattade parametern för den totala arbetslöshetskvoten är större i utflyttningsregionen än i inflyttningsregionen. För övriga variabler gäller det omvända förhållandet. Det innebär alltså att push- elasticiteten dominerar för total arbetslöshet, medan pull- elasticiteten överväger för vakanser, befolkningsstorlek och tillgång på utbildningsplatser. Som vi nämnt baseras resultaten på modeller utan fixa effekter, med argumentet att vi vill använda variation både inom och mellan tvärsnitten för att identifiera de skattade parametrarna.