sou · GYB385 · 2010-11-23 00:00:00 — I kolumnen Z listas testvärden från s.k. Z-test som testar hypotesen att den marginella skillnaden är noll. Om testvärdet till sitt belopp är större än Z förkastas hypotesen på approximativt nivå. Sannolikheten att en person i åldersgruppen 50–, som är gift eller samboende, ska förvärvsarbeta är större om partnern också förvärvsarbetar än om denne inte gör det. Effekten av att ha en förvärvsarbetande partner blir ännu större efter : . Att vara född utomlands har ingen signifikant effekt på sannolikheten att förvärvsarbeta , men minskar däremot sannolikheten att förvärvsarbeta efter med några procentenheter. Utbildning har en tydlig positiv effekt på sannolikheten att förvärvsarbeta. En statistisk analys av medelålders och äldres förvärvsfrekvenser har högskoleutbildning har ca 8 procentenheters större sannolikhet än de som har grundskola. Figur 5.4 Marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta, med avseende på hälsa, redovisade per åldersgrupp -0,05 -0,10 -0,15 Referenskategori är utmärkt hälsa. SHARE innehåller uppgifter om självrapporterad hälsa. Vi har använt svaren på frågan Tycker du att din hälsa är: utmärkt, mycket god, god, hygglig eller dålig?3 De som i 50–uppger att de har en dålig hälsa har en förvärvsfrekvens som är 10–lägre än de som har utmärkt hälsa, men i övrigt har jämförbara egenskaper, se figur 5.4. Efter tycks hälsoskillnader inte ha någon större effekt på sannolikheten att förvärvsarbeta. Den höga positiva stapeln i diagrammet är inte signifikant skild från de övriga staplarna för åldersgruppen 66+. I SHARE finns det också ett frågebatteri som gör det möjligt att bestämma IADL-poäng för respondenterna. De som har en IADL-nivå har lägre sannolikhet att förvärvsarbeta än de som inte har en IADL-nivå (se tabell 5.1). I stället för att använda respondenternas (osäkra) uppskattningar av hushållens disponibla inkomster har vi valt att använda deras svar på en fråga om hur lätt de får hushållets ekonomi att gå ihop. Svaren gavs på en fyrgradig skala: med stor svårighet, med viss svårighet, ganska lätt samt lätt, och resultatet redovisas nedan. 3 Den s.k. amerikanska skalan. En statistisk analys av medelålders och äldres förvärvsfrekvenser Figur 5.5 Marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta med avseende på hur lätt hushållet får ekonomin att gå ihop -0,02 Referenskategori är med stor svårighet. Det visar sig att respondenter som är högst och lever i hushåll med god ekonomi har om kring större sannolikhet att förvärvsarbeta än de som lever i hushåll där man har svårt att få ekonomin att gå ihop. Efter tycks hushållsekonomin inte ha lika stor betydelse. Det är inte uppenbart hur man ska tolka dessa resultat. Det är ju möjligt att hushåll med dålig ekonomi har det just därför att de personer som ingår i hushållet inte har något arbete. För att undersöka om egna företagares förvärvsfrekvenser skiljer sig från övriga personers har en indikatorvariabel använts, och den anger om respondenten hade inkomster av företagande under närmast föregående år. Även i detta datamaterial visar sig egna företagare ha en större sannolikhet att förvärvsarbeta jämfört med anställda, större i åldergruppen 50–och större i de högre åldrarna.4 De resultat som presenterats baserades på SHARE-data för samtliga länder. De effekter vi kunnat avläsa för de förklarande variablerna (med undantag av ländervariablerna) får därför 4 Den probitanalys som redovisats har utförts med oviktade data. Om urvalssannolikheterna eller responssannolikheterna är korrelerade med sannolikheten att förvärvsarbeta kan en oviktad analys resultera i en snedvridning av resultaten. För att se om de är känsliga för viktning eller ej har samma modell som ovan skattats även med de kalibrerade vikterna. En jämförelse mellan dessa resultat och de ursprungliga finns i tabell A5.2 i bilaga 3. Med denna viktning får man inte exakt samma skattningar, men för de flesta variabler är skillnaderna små. Några undantag finns. Effekten av att vara född utomlands blir inte signifikant skild från noll, och betydelsen av om partnern arbetar eller ej ökar något. De kalibrerade vikterna är bara konstruerade för att återge populationens köns- och ålderfördelningar korrekt. För att svara på den väsentliga frågan om responssannolikheterna är beroende av om man förvärvsarbetar eller ej, krävs en grundligare analys av orsakerna till bortfallet i SHARE. En statistisk analys av medelålders och äldres förvärvsfrekvenser uppfattas som genomsnittliga effekter för alla länder. Skattar man motsvarande modell för varje land för sig, får man i allmänhet andra resultat. För att undersöka hur olika skattningarna kan bli för olika länder, har modellen skattats för och , för ett centraleuropeiskt land () och ett sydeuropeiskt (). När datamaterialet bröts ned på nationell nivå blev urvalsstorleken mycket mindre, mellan två och tre tusen individer per land, vilket medförde att antalet signifikanta effekter minskade. Det vi får göra är att fokusera på de beaktansvärda skillnader vi finner mellan länderna. En del av dessa skillnader illustreras i några figurer nedan. Övriga resultat finns i bilaga 3, tabellerna A5.3 och A5.4. Figur 5.6 Marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta med avseende på ålder för några olika länder Referenskategori är åldersgruppen 50–. Ålderseffekterna visar betydande skillnader mellan de fyra länderna. I är det enligt dessa resultat mycket små skillnader mellan olika åldergrupper i sannolikheten att arbeta, medan det är stora skillnader i och . intar en mellanställning, då sannolikheterna är förhållandevis höga fram . Först därefter minskar de markant. I alla länder utom har kvinnor lägre sannolikhet att arbeta än män. I är skillnaden mindre. Punktskattningen är med ett 95-procentigt konfidensintervall på ± 4,3. Vi kan således varken förkasta hypotesen att det inte är någon skillnad mellan kvinnor och män, eller att skillnaden är lika stor som i de övriga länderna! En statistisk analys av medelålders och äldres förvärvsfrekvenser Endast i finner vi en signifikant negativ effekt av att vara född utomlands. I alla fyra länderna är skillnaden mellan stad och landsbygd i sannolikhet att arbeta liten och insignifikant. Även effekten av hushållsstorlek är insignifikant i alla länder. Utbildning har en positiv effekt på sannolikheten att arbeta i alla länder. Skillnaden i förvärvsfrekvens mellan grundskoleutbildade och högskoleutbildade är störst i och minst i , men den skillnaden mellan länderna är knappast statistiskt signifikant. Effekten av att ha en partner som förvärvsarbetar är positiv i alla länder, men bara signifikant skild från noll i , och för dem som är , samt i för dem som är (se figur 5.7). Figur 5.7 Marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta med avseende på att ha en arbetande partner (efter ålder och land) Referenskategori är ingen arbetande partner. Figur 5.8 Marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta i åldrarna 50–, med avseende på hälsa, redovisat efter land Referenskategori är utmärkt hälsa. En statistisk analys av medelålders och äldres förvärvsfrekvenser Skattningarna av marginalskillnaderna av hälsa i figur 5.8 avser åldersgruppen 50–. För är skattningarna så osäkra att det är svårt att veta om de skiljer sig från den yngre gruppens skattningar i figuren. I och har hälsotillståndet stor betydelse för om man förvärvsarbetar, medan det i det närmaste saknar betydelse i . intar ett mellanläge. Förekomst av IADL-nivå ger ett liknande resultat. Vi får en stor negativ och signifikant effekt i alla länder utom . Kan dessa skillnader bero på att det i och finns ett mer generöst socialförsäkringssystem som gör det lättare för människor med hälsoproblem att avstå från förvärvsarbete? Eller är det lättare att behålla ett arbete i om man har hälsoproblem? 5.2Sannolikheten att medelålders och äldre personer fortsätter att förvärvsarbeta (SHARE- data) Ovanstående analyser baserades på alla respondenter i åldern , även de som över huvud taget inte tillhörde arbetskraften. För att i stället fokusera på dem som fortsätter att förvärvsarbeta har vi selekterat ut den grupp som förvärvsarbetade eller var arbetslösa 2003 och undersökt sannolikheten att samma personer förvärvsarbetade 2006/2007. Tabell 5.2 listar dessa förvärvsfrekvenser efter land, urbaniseringsgrad, ålder etc. SOU 2010:85 En statistisk analys av medelålders och äldres förvärvsfrekvenser Procentandel som fortsätter förvärvsarbeta av dem som var förvärvsarbetande eller arbetslösa 2003 (enligt SHARE 2006/2007) Andel (%) Andel (%) Gift/sambo med arbetande partner Gift/sambo med ej arbetande partner Född utanför EU? Född i resp. EU- Hushållet får ekonomin att gå ihop: 50–54 år 55–59 år 60–64 år Hushållet får ekonomin att gå ihop: Med stor svårighet och =66 år Med viss svårighet och =66 år Ganska lätt och =66 år 68–69 år Lätt och =66 år 70–74 år Ingen inkomst från eget företagande föregående år av förvärvsinkomsten från eget Mellan och av förvärvsinkomsten från eget Hela förvärvsinkomsten från eget företagande Andelarna är beräknade med kalibrerade vikter. Populationen består av personer som var eller äldre , och som förvärvsarbetade eller var arbetslösa vid undersökningstillfället detta år. En statistisk analys av medelålders och äldres förvärvsfrekvenser SOU 2010:85 Totalt var det 5 501 individer som medverkade i SHARE-under- sökningarna vid bägge tillfällena och som var förvärvsarbetande eller arbetslösa vid det första. De tillhörde alla åldersgruppen som även arbetade vid det andra undersökningstillfället var . I , , och är det färre som fortsätter förvärvsarbeta än t ex i , och , vilka är de tre länder som ligger . I storstadsregionerna är benägenheten att fortsätta arbeta större än i mindre städer och på landsbygden. Respondenternas ålder har, som vi redan sett, stor betydelse för om man förvärvsarbetar eller ej. Åldersangivelsen i tabellen avser ålder vid det andra intervjutillfället. I den yngsta åldergruppen, 50– , fortsatte nästan alla förvärvsarbeta. Därefter sjönk frekvenserna till i 60–. , då de flesta går i pension, var andelen som stannade i arbete så pass hög som , troligen p.g.a. att alla ännu inte fyllt år vid intervjutillfället.5 Därefter sjönk frekvenserna ytterligare och nådde ett minimum på . Dessa personer var således 63 à 2003 och majoriteten pensionerades förmodligen vid 65. Andelen som fortsatte förvärvsarbeta trots att de var ännu äldre stabiliserades på nivån 25 à . Orsaken till att denna siffra är högre än de vid bör vara att gruppen bestod av en selekterad kärna av människor med starka preferenser (eller andra skäl) för att förvärvsarbeta. Någon väsentlig skillnad mellan mäns och kvinnors benägenhet att fortsätta arbeta finner vi inte. De som tillhörde arbetskraften och bodde i stora hushåll hade något större benägenhet att stanna på arbetsmarknaden än de som bodde i små hushåll. av dem med grundskoleutbildning och av de högskoleutbildade fortsatte att förvärvsarbeta. Bland dem som hade en arbetande partner fortsatte att arbeta. av dem som inte hade en arbetande partner eller var ensamstående fortsatte arbeta. Av dem som hade en IADL-nivå var det bara som fortsatte att arbeta. Av dem som ansåg sig ha en dålig hälsa var det som fortsatte, medan av dem som hade en utmärkt eller mycket god hälsa fortsatte att arbeta. Om man var och tillhörde ett hushåll som hade lätt att få ekonomin att gå ihop, var sannolikheten större för 5 Ålder har beräknats som intervjuår minus födelseår. En statistisk analys av medelålders och äldres förvärvsfrekvenser att man skulle fortsätta förvärvsarbeta än om man tillhörde ett hushåll som hade svårt att få ekonomin att gå ihop. Som tidigare påpekats kan förklaringen vara att de som inte kunde förvärvsarbeta utan måste leva av sin pension hade svårare att få ekonomin att gå ihop än de som hade god hälsa och kunde fortsätta att arbeta. För dem som var finner vi däremot att andelen som fortsatte arbeta var högst om hushållet endast med stor svårighet fick ekonomin att gå ihop. Vi kan kanske tolka detta så att de som hade det ekonomiskt kärvt fortsatte arbeta efter 65 av nödtvång. Slutligen kan vi konstatera att av dem som helt eller delvis hade sin inkomst från företagande fortsatte att arbeta, medan endast av anställda utan företagarinkomster gjorde det. Ovanstående frekvenser gäller alla länder. I tabell 5.3 redovisas resultaten från en probitanalys för . Antalet observationer blir dock relativt få, vilket gör att det inte går att få stor precision i skattningarna. Ålder har ungefär samma effekt på sannolikheten att arbeta som tidigare, dvs. ju högre ålder desto lägre sannolikhet att fortsätta arbeta. Minskningen i sannolikhet är särskilt stor vid 65– . Det finns ingen signifikant skillnad mellan könen i sannolikhet att arbeta. De skattade marginalskillnaderna för utbildningsvariabeln ser ut ungefär som tidigare med högst sannolikhet för högskoleutbildade, men precisionen är dålig. Gifta och samboende med en arbetande partner har större sannolikhet att fortsätta arbeta. Hälsovariablerna är signifikanta och har de förväntade effekterna. Ju bättre hälsa desto större sannolikhet att fortsätta arbeta. Även att vara egen företagare och att ha mer eller mindre stor svårighet att få hushållsekonomin att gå ihop ger ungefär samma resultat som . En statistisk analys av medelålders och äldres förvärvsfrekvenser Tabell 5.3 Marginalskillnader med avseende på sannolikheten att förvärvsarbeta (enligt SHARE 2006/2007) givet att man var förvärvsarbetande eller arbetslös 2003 (enbart ) -0,002 -0,03 -0,163 -2,99 -0,465 -4,40 -0,853 -28,12 -0,704 -7,12 -0,711 -7,16 -0,730 -5,93 -0,014 -0,53 Gift/sambo med arbetande partner -0,040 -0,90 Gift/sambo utan arbetande partner -0,104 -2,41 -0,501 -2,63 -0,068 -1,49 -0,111 -2,37 -0,153 -2,42 -0,392 -3,01 Andel med företagarinkomst föregående år Hushållsekonomin går ihop med: Predikterad sannolikhet att arbeta för nollalternativet En statistisk analys av medelålders och äldres förvärvsfrekvenser 5.3Förvärvsfrekvenser i födelsekohorterna 1938– 1940. En analys av registerdata från och Samma typ av analyser som gjorts på SHARE-data kan också göras på LISA-data. Då vi kan följa enskilda individer i kan vi beakta att varje individ har sina egna individuella egenskaper som påverkar sannolikheten att arbeta, även om vi endast kan observera ett fåtal av dem.6 Nedan presenteras resultaten från en analys av sannolikheten att förvärvsarbeta för män respektive kvinnor födda –1940. I tabell 5.4 redovisas marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta för ett urval variabler. De ursprungliga skattningarna och fler detaljer finns i bilaga 3, tabell A5.5. I motsats till tidigare (jfr avsnitt 4.3) finner vi nu att födelsekohorten 1940 har en lägre sannolikhet att förvärvsarbeta än de två äldre kohorterna. Det gäller både män och kvinnor. Den genomsnittliga skattade skillnaden i sannolikhet är i åldern 50–och i högre ålder för män och för kvinnor. Förklaringen bör vara att jämförelsen mellan kohorterna nu standardiserats för skillnader i ett antal egenskaper, vilket inte gjordes i avsnitt 4.3. Det innebär att födelsekohort, i jämförelse med tidigare kohorter, i något större utsträckning har egenskaper som är positivt korrelerade med förvärvsarbete, såsom högre utbildning och bättre hälsa. Hälsotillståndet mäts i denna analys med en något trubbigare variabel än i analysen av SHARE-data, nämligen summan av antalet dagar som individen varit inlagd på sjukhus . Det kvalitativa resultatet blir dock detsamma. Ju man varit inlagd på sjukhus desto mindre är sannolikheten att man förvärvsarbetar . Skillnader i hälsotillstånd har något större betydelse för sannolikheten att arbeta än efter. Det gäller i synnerhet för kvinnor. En rimlig förklaring är att de som har allvarliga hälsoproblem lämnar arbetsmarknaden redan och att kvarvarande hälsoskillnader bland dem som fortfarande arbetar efter att ha fyllt 65 inte har så stor betydelse för om de kan förvärvsarbeta eller ej. Ytterligare en förklaring kan vara att deltidsarbete är vanligare efter 65 än före, och att det kan vara 6 Detta är en s.k. paneldata probit. De resultat som presenteras bygger på en s.k. random effects probit, vilket innebär att de icke observerade individuella egenskaperna antas vara okorrelerade med de observerade variablerna. En statistisk analys av medelålders och äldres förvärvsfrekvenser lättare att klara ett deltidsarbete än ett heltidsarbete om man har hälsoproblem. Utbildning har en positiv effekt på sannolikheten att förvärvsarbeta. Sannolikheten är särskilt stor för dem som har forskarutbildning. Sannolikheten att en 50–forskarutbildad man ska förvärvsarbeta är större än för en grundskoleutbildad man. Utbildningseffekten är större för kvinnor än för män. Utbildning har en positiv effekt även efter , men effekten är något mindre än före 65. De som är företagare (hade inkomst från företagande föregående år) har en större sannolikhet att förvärvsarbeta än anställda, och för män förstärks effekten efter . Sannolikheten att förvärvsarbeta är större för manliga egna företagare än för manliga anställda. Ensamstående har större sannolikhet att förvärvsarbeta än gifta och samboende, och sannolikheten för gifta är större än för samboende.7 I åldersgruppen 50–är skillnaderna mellan ensamstående och gifta män, respektive mellan gifta och samboende män, . För kvinnor är motsvarande skillnader . är skillnaderna något mindre. Ju större den disponibla inkomsten är, desto större är sannolikheten att arbeta. Efter är inkomsteffekten mindre än före 65. Som tidigare framhållits kan orsakssambandet mycket väl vara det omvända, dvs. att man har en högre inkomst därför att man förvärvsarbetar. Att effekten av hög inkomst minskar efter 65 kan bero på att de med högst inkomst lämnat förvärvsarbetet . Skattningarna visar också att inkomstskillnader har något mindre betydelse för kvinnornas förvärvsfrekvenser än för männens. Det innebär att i jämförelse mellan en höginkomst- och en låginkomstfamilj är skillnaden i kvinnornas förvärvsfrekvens mindre än skillnaden i männens. En förklaring kan vara att det är männen som har de högsta lönerna och att kostnaden att avstå från förvärvsarbete är större för dem än för kvinnorna, som en hög familjeinkomst gör det möjligt för gifta eller samboende kvinnor att avstå från förvärvsarbete. Ju större den allmänna arbetslösheten är, desto mindre sannolikhet har de undersökta kohorterna av män att förvärvsarbeta. Skattningen för kvinnor i åldern 50–är positiv! 7 I LISA:s registerdata begränsas definitionen av samboende till samboende med gemensamma barn. En statistisk analys av medelålders och äldres förvärvsfrekvenser arbetslöshet skulle således förvärvsfrekvensen bland dessa medelålders kvinnor öka något, möjligen för att kompensera att en del män slutar arbeta? Jämfört med effekterna av de andra variablerna kan man dock inte anse att inflytandet från det allmänna arbetsmarknadsläget är särskilt stort för dessa åldergrupper, som bör vara relativt fast etablerade på arbetsmarknaden. Arbetsmarknadsläget har större betydelse för de äldre över 65 än för åldersgruppen 50– 64. För 65+ är skattningen negativ både för män och kvinnor. En statistisk analys av medelålders och äldres förvärvsfrekvenser 4 Marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta med avseende på ett urval variabler för födelsekohorterna 1938– 1940, redovisade efter kön och ålder 50–65 år 50–65 år 50–65 år 50–65 år -0,001 -0,001 -0,000 -0,000 -0,045 -0,024 -0,041 -0,009 -0,064 -0,027 -0,023 -0,004 -0,026 -0,006 -0,032 -0,002 -0,105 -0,037 -0,129 -0,017 -0,269 -0,076 -0,331 -0,030 -0,004 -0,007 -0,001 Tabellen visar genomsnittliga marginella skillnader för respektive åldersgrupp och kön. För diskreta variabler är den marginella skillnaden en skillnad från basnivån. För relativ arbetslöshet, som är en kontinuerlig variabel, beräknas marginalskillnaden som en derivata för den arbetslöshetsprocent som gällde respektive år. Den individuella icke observerade panelkomponenten har antagits vara 0. För Z-värden hänvisas till bilaga 3. Antalet individer är så stort att alla skattningar är statistiskt signifikanta. 6 Longitudinell analys av sannolikheten att fortsätta förvärvsarbeta efter Att vi i kan följa enskilda individer gör det möjligt att studera hur länge man stannar kvar i förvärvsarbete och hur sannolikheten att lämna förvärvsarbetet beror på individens egenskaper. För detta ändamål begränsades urvalet till individer, som tillhörde födelsekohorterna 1938–1940 och var förvärvsarbetande , och därefter följde vi dem tills de inte längre var förvärvsarbetande.1 Detta innebär att dessa individer observerades . Ett mindre antal individer förlorade vi därför att de avled eller emigrerade. Att mängden individer som var under risk att sluta förvärvsarbeta påverkades av dödsfall och emigration kunde vi ta hänsyn till i analysen nedan. Låt oss börja med en relativt enkel deskription av hur sannolikheten att fortsätta förvärvsarbeta samvarierar med individens ålder. Figurerna 6.1–6.3 visar s.k. survival estimates (överlevnadskurvor), vilka visar hur stor andel av dem som arbetade , som fortfarande arbetade vid olika åldrar. 1 Som vi redan konstaterat i avsnitt 4.3 finns det ett litet antal individer som återkommer till arbetsmarknaden efter att ha lämnat den under en . I den analys som följer i detta avsnitt bortser vi från denna möjlighet med motiveringen att det är en relativt ovanlig företeelse. Longitudinell analys av sannolikheten att fortsätta förvärvsarbeta efter Figur 6.1 Sannolikheten att stanna kvar i förvärvsarbete efter för födelsekohorten 1936, redovisat efter kön och ålder (Kaplan- survival estimates) 0.00 0.25 0.50 0.75 1.00 Den övre kurvan avser män och den undre avser kvinnor (alla födda ). På den vågräta axeln avsätts ålder och på den lodräta axeln avsätts den andel som fortfarande förvärvsarbetar. I figur 6.1 finner vi t.ex. att vid ålder finns av kvinnorna kvar på arbetsmarknaden och av männen. har andelarna sjunkit till . I figur 6.2 nedan visas motsvarande kurvor för födelsekohorterna 1938–1940, oavsett kön. Den översta kurvan avser kohorten 1940, den mittersta de som föddes och den nedersta de som föddes . Den yngsta kohorten stannar således i genomsnitt något längre i förvärvsarbete än de två äldre, men efter har denna skillnad utjämnats. SOU 2010:85 Longitudinell analys av sannolikheten att fortsätta förvärvsarbeta efter Figur 6.2 Sannolikheten att stanna kvar i förvärvsarbete efter för födelsekohorterna 1938–1940, redovisat efter ålder (Kaplan- survival estimates) Sannolikheten att stanna kvar i förvärvsarbete ökar med stigande utbildning (se figur 6.3 nedan). Det är särskilt slående är att de som har en forskarutbildning har en betydligt högre benägenhet att stanna i förvärvsarbete än de övriga. Även är av de forskarutbildade förvärvsarbetande! Longitudinell analys av sannolikheten att fortsätta förvärvsarbeta efter Figur 6.3 Sannolikheten att stanna kvar i förvärvsarbete efter för födelsekohorterna 1938–1940, redovisat efter utbildning och ålder (survival estimates) 0.00 0.25 0.50 0.75 1.00 Grundutbildning kortare än 9 år Eftergymnasial utbildning kortare än 2 år Eftergymnasial utbildning minst 2 år Ytterligare ett sätt att illustrera sambandet mellan förvärvsarbete, ålder och kön visas i figur 6.4 nedan. För var och en av kohorterna demonstreras hur proportionen män respektive kvinnor som lämnat arbetsmarknaden växer med stigande ålder. På de horisontella axlarna i figuren avsättes antalet år som passerat efter 60- årsdagen. kohort hade av de män som förvärvsarbetade lämnat arbetsmarknaden , och motsvarande av kvinnorna. I kohorten 1940 är andelarna lägre, av männen och av kvinnorna hade lämnat arbetsmarknaden . I de äldre kohorterna är trappstegen i kurvorna högre än efter, vilket betyder att benägenheten att lämna arbetsmarknaden var större före 65 än efter. I de yngre kohorterna