prop · GY03100d6 · 2011-04-13 00:00:00 — Arbutbud är en variabel som i en första specifikation indikerar om individen förvärvsarbetar och i en andra specifikation anger grad av förvärvsarbete. Variabeln definieras med hjälp av databasens uppgifter om sysselsättningsgrad. Ekvationen för sannolikheten att arbeta skattas med en så kallad probit-modell och för arbetsgraden med en så kallad ordered probit- modell. Resultatet presenteras i tabell 7.3. Tabell 7.3 Skattade effekter för sannolikheten att arbeta och arbetsgrad, 64- och 66-åringar JSA*66 år 0,216** -0,136 0,196* -0,042 (0,092) (0,144) (0,106) (0,168) -1,124*** -0,336 -1,070*** -0,568 (0,206) (0,324) (0,228) (0,364) 0,128*** 0,127** (0,047) (0,068) (0,052) (0,076) 0,453*** 0,170** 0,467*** 0,158** (0,052) (0,072) (0,058) (0,080) -0,154** -0,239*** -0,187*** -0,236** (0,063) (0,091) (0,070) (0,101) 0,236** (0,077) (0,112) (0,085) (0,123) 0,350*** 0,378*** 0,318** (0,090) (0,129) (0,100) (0,142) -0,429*** 0,266*** -0,429*** (0,059) (0,095) (0,064) (0,103) -0,025 -0,030* (0,015) (0,019) (0,017) (0,021) -0,049 -0,021 (0,023) (0,037) (0,026) (0,042) Anmärkning: *** indikerar signifikans på 1-procentsnivån, ** signifikans på 5-proscentsnivån, * signifikans på 10-procentsnivån. Standardfel inom parentes. Variabeln är signifikant negativ på den extensiva marginalen, vilket indikerar lägre sannolikhet att arbeta vid än vid . Efter jobbskatteavdragets införande minskar dock denna skillnad, vilket visas av den signifikant positiva reformeffekten. Det innebär att sannolikheten att arbeta har ökat för individer som fått en större skattesänkning i förhållande till dem som fått en mindre skattesänkning. Resultatet är därmed i linje med förväntningarna och indikerar att jobbskatteavdraget (och de sänkta socialavgifterna) har lett till högre sannolikhet att arbeta. Resultat är även i linje med de resultat som erhölls i (2011). På den intensiva marginalen, det vill säga för arbetsgraden, är den skattade parametern negativ men icke signifikant. En negativ parameter indikerar att graden av arbete har minskat bland dem som arbetar, vilket skulle kunna förklaras av inkomsteffekten (se avsnitt 3.2). Parametern är dock icke signifikant. Resultaten förändras inte i någon betydande utsträckning då exkluderas från analysen. Tolkningen av detta är att resultaten inte drivs av det förhöjda grundavdraget för äldre, vilket är helt enligt förväntan. Resultatet att sannolikheten att arbeta ökar till följd av jobbskatteavdraget (och de sänkta socialavgifterna) kvarstår också om en så kallad minsta-kvadrat-metod () används, i stället för probit, för att skatta parametrarna. Då övriga variabler studeras kan det noteras att i detta urval (64- och 66-åringar) ökar utbildning både sannolikheten för att arbeta och arbetstiden för dem som arbetar (gymnasium är dock inte signifikant för arbetstiden). Att vara invandrare minskar sannolikheten för arbete, men de invandrare som arbetar, arbetar i genomsnitt fler timmar. Att vara gift påverkar de äldre männen och kvinnorna olika; medan det ökar sannolikheten att arbeta för män så minskar det sannolikheten att arbeta för kvinnor. arbetslöshet påverkar i liten utsträckning sannolikheten för att arbeta, vilket kan förklaras av den generellt sett stora anställningstryggheten som råder för de äldre till följd av lagen om anställningsskydd (LAS). Den skattade effekten för interaktionen mellan arbetslöshet och att vara är i samtliga specifikationer liten och icke signifikant, vilket indikerar att de olika grupperna inte påverkas olika av arbetslöshet. För att få en känsla för betydelsen av de skattade koefficienterna i tabell 7.3 beräknas marginaleffekten för reformeffekten. Utvärderat kring medelvärdet är marginaleffekten (då 2009 inkluderas). Det betyder att minskningen i sannolikheten att arbeta som sker är mindre till följd av reformerna. Detta motsvarar av minskningen, vilket är en stor effekt. Det kan vara intressant att relatera denna siffra till skillnaden i storleken på jobbskatteavdraget beroende på om individen fyllt eller inte. För månadsinkomster från och uppåt var skillnaden i jobbskatteavdrag beroende på om individen har fyllt eller inte mellan ca 11 000 och per år.48 I urvalet är den genomsnittliga arbetsinkomsten ca . Skillnaden i jobbskatteavdrag för denna inkomst är ca , givet att individen inte har någon arbetsfri inkomst.49 Som nämndes tidigare genomfördes två andra reformer som påverkat samma ålderskategori , nämligen sänkta socialavgifter för äldre och höjt grundavdrag för äldre. Resultaten indikerar att det höjda grundavdraget för äldre, som infördes , inte har en avgörande betydelse för resultaten eftersom resultaten kvarstår då 2009 exkluderas från analysen. De sänkta socialavgifterna kan däremot inte med en statistisk analys avfärdas som förklaring till effekterna. De äldres socialavgifter sänktes för de som är födda eller senare och 2008 även för de födda eller tidigare. Att exkludera från analysen kommer dock inte att separera socialavgiftssänkningen från jobbskatteavdraget eftersom det inte är klart med vilken eftersläpning som de olika reformerna verkar. Sänkningarna 2007 och 2008 kan med andra ord lika gärna slå igenom 2009. Det är förmodligen kombinationen av att incitamenten att fortsätta arbeta har stärkts, till följd av jobbskatte- 2011/12:100 BILAGA 5 avdraget, och av de lägre arbetskostnaderna för företagen, till följd av de sänkta socialavgifterna, som lett till den ökade sysselsättningen bland äldre. Eftersom individen har laglig rätt att vara kvar på sin arbetsplats tills den fyller och LAS-reglerna generellt sett innebär en stor anställningstrygghet för äldre, är det dock troligt att jobbskatteavdraget är den viktigaste faktorn.50 7.2.5Skattade resultat för jämförelse mellan 66-åringar födda första och sista kvartalet I detta avsnitt presenteras resultaten för difference-in-difference-analysen mellan 66-åring- ar födda första respektive sista kvartalet. Den empiriska strategin sammanfattas av följande ekvation: där kv4 är en variabel som anger om individen är född sista kvartalet (i stället för ). Difference-in-difference-termen är i detta fall interaktionen mellan JSA och kv4. Parametern framför denna term (d) fångar effekten av skillnaden i förändring av de ekonomiska drivkrafterna för 66-åringar födda sista jämfört med till följd av det mer generösa jobbskatteavdraget och sänkta socialavgifter för äldre (de sänkta socialavgifterna erhålls även de först det år individen är vid årets ingång). Kontrollvariablerna är de samma som då 64- och 66-åringar jämförs (bortsett från att interaktionstermerna inkluderar 66-åringar födda sista kvartalet och inte samtliga 66-åringar). Även i denna specifikation skattas ekvationen för sannolikheten att arbeta med en probit- modell och för arbetsgraden med en ordered probit-modell. Resultatet presenteras i tabell 7.4. 48Denna skillnad är beräknad baserat på genomsnittlig kommunalskattesats, att den arbetsfria inkomsten är noll och priser. 49Eftersom den estimerade effekten även beror på socialavgiftssänkningen, och att estimatet fångar en genomsnittlig effekt 2007-2009, är det inte rättvisande att beräkna en elasticitet utifrån angivna siffror. Om ovanstående bortses från och det antas att hela effekten härstammar från jobbskatteavdraget skulle elasticiteten vara , vilket är mycket högt. 50 För egenföretagare bör socialavgiftssänkningen ha lika stor effekt som det förhöjda jobbskatteavdraget eftersom dessa båda skatter i princip är ekvivalenta för en egenföretagare i den aktuella ålderskategorin. 2011/12:100 BILAGA 5 Tabell 7.4 Skattade effekter för sannolikheten att arbeta och arbetsgrad, 66-åringar födda första respektive sista kvartalet 0,650* (0,217) (0,388) (0,252) (0,464) -0,941 -0,390 (0,491) (0,888) (0,546) (1,011) -0,066 -0,083 (0,113) (0,211) (0,127) (0,239) 0,500*** 0,432*** (0,121) (0,211) (0,136) (0,244) -0,369** -0,429** -0,19373 (0,148) (0,275) (0,169) (0,324) 0,660** (0,175) (0,314) (0,201) (0,367) 0,414** -0,648* 0,542** -0,127 (0,209) (0,379) (0,239) (0,440) -0,456*** 0,670** -0,450*** 0,859** (0,142) (0,291) (0,162) (0,349) -0,089 -0,019 (0,040) (0,079) (0,045) (0,093) -0,087 -0,088 (0,055) (0,100) (0,062) (0,114) Anmärkning: *** indikerar signifikans på 1-procentsnivån, ** signifikans på 5-proscentsnivån, * signifikans på 10-procentsnivån. Standardfel inom parentes. De skattade effekterna på sannolikheten att arbeta för interaktionen mellan jobbskatteavdraget och att vara född sista (i stället för första) kvartalet är positiva. Den positiva parametern är i linje med förväntningarna eftersom de ekonomiska incitamenten har stärks mer för individer födda sista jämfört med . De skattade effekterna är dock inte statistiskt signifikant skilda från noll. Jämfört med resultaten i tabell 7.3 är det även generellt sett färre signifikanta parametrar. Bristen på signifikanser förklaras förmodligen av det mindre urvalet. Även i detta fall är det inte några betydande skillnader beroende på om inkluderas eller ej, vilket indikerar att införandet av det förhöjda grundavdraget för äldre inte är av stor betydelse i detta sammanhang. Marginaleffekten av reformen på sannolikheten att arbeta, utvärderad vid medelvärdet, är 0,03 (då 2009 inkluderas). Detta innebär att skillnaden i sannolikhet att arbeta för individer födda sista jämfört med är större efter jobbskatteavdragets införande. Med tanke på hur lite som skiljer de båda grupperna åt i termer av ekonomiska incitament är detta en betydande skillnad. Notera dock återigen att effekterna inte är statistisk signifikant skilda från noll. När arbetsgraden studeras är effekten av att vara född sista kvartalet negativ, det vill säga att de som arbetar och är födda sista kvartalet arbetar än de som arbetar och är födda . Interaktionen mellan jobbskatteavdraget och att vara född sista kvartalet är signifikant positiv, vilket indikerar att denna skillnad är mindre efter införandet av jobbskatteavdraget. Detta resultat tyder på positiva effekter på arbetsgraden av jobbskatteavdraget. Då exkluderas är dock effekten ej statistiskt signifikant skild från noll. För övriga variabler överensstämmer resultatet i stort med de tidigare skattningarna (tabell 7.3), bortsett från att estimaten har lägre precision och i färre fall är signifikant skilda från noll. Bristen på signifikanta parametrar gör att det inte går att dra några säkra slutsatser endast utifrån resultaten i tabell 7.4. Resultaten pekar dock i samma riktning som de tidigare effekterna på sannolikheten att arbeta som observerades i tabell 7.3. Sammantaget finns ett tydligt stöd för hypotesen att jobbskatteavdraget (och sänkta socialavgifter) har lett till ökad sannolikhet att arbeta för de äldre. För graden av arbete går det inte att dra några slutsatser med tanke på de olika tecknen på effekterna och de få statistiska signifikanserna. För att kunna säga att den skattade positiva effekten i föregående avsnitt beror på införandet av jobbskatteavdraget (och de sänkta socialavgifterna) måste alternativa förklaringar uteslutas. Dessa alternativa förklaringar är händelser som skett och som i större utsträckning har fått dem som är 66 jämfört med , alternativt födda sista kvartalet jämfört med , att arbeta. Nedan diskuteras sådana potentiella händelser. Fokus är framför allt på att jämföra 64- och 66-åringar, då denna specifikation gett det tydligaste stödet för jobbskatteavdragets positiva effekter. En möjlighet är att det finns en underliggande tidstrend som innebär att arbetsutbudet ökar mer för 66-åringar än för 64-åringar. I diagram 7.1 kunde det noteras att fanns det en tydlig uppåtgående trend i andelen som arbetar för både individer över och under . Det fanns dock ingen tydlig skillnad mellan de olika grupperna , trenderna såg med andra ord lika starka ut. Observationerna är dock få. För att kunna studera utvecklingen av arbetsutbudet för de två grupperna används data från HEK (före införandet av det förhöjda jobbskatteavdraget). I diagram 7.2 nedan visas andelen som arbetar bland 64- respektive 66-åringar . Diagram 7.2 Andelen i arbete 19972009 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 För båda grupperna har sannolikheten att arbeta ökat trendmässigt . Om perioden studeras kan det dock noteras att ökningen i andelen som arbetar är starkare för den yngre ålderskategorin. och framåt gäller det motsatta. Utifrån diagram 7.2 finns det därmed ingen anledning att misstänka att den skattade effekten förklaras av en underliggande långsiktig trend som inneburit en kraftigare arbetsutbudsökning för individer över jämfört med under . Om något förstärks resultaten då hänsyn tas till underliggande trend. Det vore intressant att studera utvecklingen av andelen arbetande även med hjälp av Arbets- 2011/12:100 BILAGA 5 kraftsundersökningen ()51. Dessvärre är det inte möjligt att studera sysselsättningsgraden för de två grupperna enligt långt bakåt i tiden eftersom data för individer endast samlats in sedan kvartal 2005. Det som kan noteras i det sammanhanget är att i (2011) används AKU-data () och signifikanta reformeffekter erhålls först då tidstrender för de olika grupperna inkluderas. Detta indikerar att historiska tidstrender () stärker effekten av reformen, vilket även antyddes i diagram 7.2. En annan möjlighet är att de olika grupperna har påverkats olika av den ekonomiska krisen. Varför 64-åringar skulle drabbas hårdare av krisen än 66-åringar är det dock svårt att se någon bra förklaring till. Detsamma gäller 66- åringar födda första respektive sista kvartalet. Skillnaden i anställningsskydd för det två grupperna till följd av LAS torde vara marginell. Om något så borde effekten vara den motsatta om arbetsgivaren försöker att klara personalneddragningar med naturliga avgångar. Resultaten visar dessutom att det inte är viktigt huruvida , det år det råder lågkonjunktur på helårsbasis, inkluderas eller ej och diagram 7.1 indikerar att skillnaden uppstår främst 2008, och inte 2009. ökar andelen som arbetar snabbare bland 64-åringarna än 66-åringarna, vilket är i linje med ovanstående resonemang om naturliga avgångar. Till viss del kontrolleras dessutom för skillnader i hur de olika grupperna påverkades av den ekonomiska krisen genom inkluderandet av interaktionstermen mellan behandlingsgrupp och arbetslöshet. Koefficienten för denna term är liten och inte signifikant, vilket stärker resonemanget att krisen inte har gynnat någon grupp relativt sett. har ett stort antal reformer genomförts utöver jobbskatteavdraget. Andra inte tidigare nämnda reformer som potentiellt kan påverka sannolikheten att arbeta är, till exempel, förändringarna i arbetslöshetsersättningen, sjukförsäkringsreformen och införandet av skattereduktion för reparation, ombyggnad och tillbyggnad () och hushållstjänster (). Notera återigen att för att 51 Arbetskraftsundersökningarna () är en undersökning som beskriver utvecklingen på arbetsmarknaden för befolkning. publiceras av och är officiella arbetsmarknadsstatistik. 2011/12:100 BILAGA 5 någon av dessa reformer ska påverka den estimerade effekten krävs att de har påverkat gruppen 64- respektive 66-åringar alternativt 66- åringar födda första respektive sista kvartalet i olika hög grad. Arbetslöshetsersättningen reformerades 2007. Bland annat sänktes den genomsnittliga ersättningsnivån och den maximala tiden som arbetslöshetsersättning kan erhållas begränsades. I ekonomiska termer innebar denna förändring att de ekonomiska drivkrafterna till att söka arbete ökade för dem som är arbetslösa och berättigade till arbetslöshetsersättning. Individer är inte berättigade till arbetslöshetsersättning. De stramare reglerna påverkade med andra ord inte denna grupp, medan de ekonomiska incitamenten stärktes för dem under . Om något skulle med andra ord förändringen av arbetslöshetsersättningen ha lett till den motsatta effekten. Det är dock sannolikt att denna effekt är obetydlig i det studerade fallet då de ekonomiska incitamenten framför allt stärktes för att inte stanna kvar i arbetslöshet (arbetslösa 64-åringar blir utan ersättning då de fyller ). För skattningarna på 66-åringar födda sent respektive tidigt kan inte reformen ha påverkat på ett direkt sätt, eftersom ingen av grupperna är berättigade till arbetslöshetsersättning. Med liknande argumentation kan man argumentera för att inte heller sjukförsäkringsreformen kan ha påverkat arbetsutbudet i mer positiv riktning för individer över än under alternativt 66-åringar födda i slutet i stället för början . Att och skulle ha påverkat de två olika grupperna olika är svårt att tro. Skattereduktionen förväntas öka arbetsutbudet i den formella (vita) sektorn via två mekanismer. Den ena är ökad efterfrågan på (vita) tjänster och den andra går via den tidsbesparing som erhålls av den som utnyttjar tjänsterna. Både skillnaden mellan grupperna i tidsbesparing och efterfrågeökningen torde vara obetydlig. En annan reform som genomfördes var slopandet av förmögenhetsskatten. Effekten av slopad förmögenhetsskatt kan likställas med ökad arbetsfri inkomst. En ökad arbetsfri inkomst förväntas, enligt nationalekonomisk arbetsmarknadsteori, leda till minskat arbetsutbud, vilket i detta sammanhang innebär tidigareläggande av pensioneringstidpunkten. Även denna reform verkar därmed, om något, i motsatt riktning. I detta avsnitt studeras delurval baserat på två kriterier; kön och utbildningsnivå. Endast den extensiva marginalen studeras, eftersom det endast är i valet att arbeta eller inte arbeta som tydliga effekter framkommit. Dessutom används bara ansatsen där 64- och 66-åringar jämförs. Urvalen blir annars mycket små. I tabell 7.5 presenteras resultaten för de olika delurvalen för år 20042009. Tabell 7.5 Skattade effekter för sannolikheten att arbeta, 64-åringar jämfört med 66-åringar, år 20042009 0,398*** 0,250** (0,134) (0,124) (0,107) (0,178) -1,280*** -0,952 -1,246*** -0,923 (0,310) (0,280) (0,243) (0,399) 0,177** (0,070) (0,063) 0,618*** (0,077) (0,071) -0,158** -0,082 -0,300 (0,064) (0,063) (0,075) (0,119) 0,169* -0,338 (0,089) (0,160) 0,260** (0,104) (0,182) -0,351*** -0,496 -0,425*** -0,446 ((0,087) (0,081) (0,072) (0,103) -0,034 -0,015 -0,031* -0,007 (0,022) (0,021) (0,018) (0,031) -0,001 -0,010 (0,035) (0,032) (0,027) (0,046) Anmärkning : *** indikerar signifikans på 1-procentsnivån, ** signifikans på 5-proscentsnivån, * signifikans på 10-procentsnivån. Standardfel inom parentes. Som synes är de skattade effekterna av jobbskatteavdraget (och sänkta socialavgifter) positiva i samtliga specifikationer. Det indikerar att jobbskatteavdraget har ökat sannolikheten att arbeta i alla studerade grupper av äldre. Effekterna är störst för kvinnor och ej högskoleutbildade, i dessa fall är de även statistiskt signifikant skilda från noll. Att dessa grupper i högst utsträckning ökar sitt arbetsutbud till följd av ökade ekonomiska incitament är i linje med resultat från tidigare relaterade studier (se avsnitt 4.1). Slutsatserna står sig om utesluts från skattningarna. I samtliga delurval är sannolikheten för att arbete lägre för 66-åringar, jämfört med 64- åringar, och för invandrare. Återigen kan det noteras att giftermål tycks påverka äldre män och kvinnor i motsatt riktning; gifta män arbetar med högre sannolikhet medan gifta kvinnor arbetar med lägre sannolikhet. Koefficienten för interaktionen mellan att vara och den kommunala arbetslösheten är i samtliga specifikationer liten och icke signifikant, vilket indikerar att de båda grupperna inte har påverkats olika av arbetslöshet. Resultaten visar att efter jobbskatteavdragets införande ökar sannolikheten att arbeta för 66- åringar i förhållande till 64-åringar och för 66- åringar födda sista jämfört med . Det innebär att sannolikheten att arbeta har ökat i högre omfattning för individer som fått en större skattesänkning, vilket är en tydlig indikation på att jobbskatteavdraget har haft positiva effekter på arbetsutbudet på den extensiva marginalen. Effekterna är statistiskt signifikant skilda från noll i det första fallet. Effekterna är positiva i samtliga studerade delurval men kvinnor och individer utan högskoleutbildning reagerar starkast, vilket är i linje med tidigare relaterade studier. Resultaten är även robusta för val av skattningsmetod och urvalsår. Även den intensiva marginalen studeras, det vill säga om de som redan arbetar har börjat arbeta i högre eller lägre grad till följd av jobbskatteavdraget. Resultaten för graden av arbete är dock skakiga och få signifikanser noteras. Inga slutsatser kan därför dras om huruvida jobbskatteavdraget har påverkat arbetstiden för individer i arbete. Ett antal alternativa förklaringar till de positiva resultaten för sannolikheten att arbeta har diskuterats, bland annat bakomliggande långsiktiga trender och andra samtida reformer. Utifrån den analysen framkom ingen annan hållbar förklaring utan de positiva effekterna på sannolikheten att arbeta beror högst troligt på jobbskatteavdraget och de sänkta socialavgifterna, där jobbskatteavdraget rimligen är den viktigaste förklaringen. 2011/12:100 BILAGA 5 I analysen studeras effekterna av jobbskatteavdraget för en specifik grupp av individer (64- och 66-åringar). En viktig fråga i detta sammanhang är om, och i vilken utsträckning, man utifrån en sådan analys kan dra slutsatser för hela befolkningen. Metoden att studera en specifik grupp av individer har, som beskrevs tidigare, använts flitigt i den internationella litteraturen för att dra slutsatser kring jobbskatteavdragens effekter. Hur generaliserbart resultaten från sådana analyser är beror på i vilken utsträckning den studerade gruppen är representativ för övriga befolkningen samt vikten av undanträngningseffekter. De äldre är ett relativt representativt urval av befolkningen i hänseendet kön, utbildning, boendeort etc. Det är högst rimligt att anta att om de äldre ökar sin benägenhet att arbeta till följd av ökat ekonomiskt utbyte av att arbeta gäller det samma för övriga åldersgrupper. En skillnad mot övriga befolkningen är dock att den främsta bakomliggande mekanismen för ökad sannolikhet att arbeta är att färre lämnar sitt arbete snarare än att individer utan arbete börjar arbeta. Detta innebär rimligen främst skillnader i den tid det tar innan en ökad benägenhet att arbeta leder till ökad sannolikhet att arbeta, men det går inte att utesluta att det även påverkar storleken på effekterna. De skattade effekterna fångar dessutom inte enbart jobbskatteavdraget, utan även de sänkta socialavgifterna. De positiva resultaten ger sammanfattningsvis stöd för att jobbskatteavdraget ger positiva utbudseffekter även generellt sett men storleken på effekterna bör inte direkt översättas till hela befolkningen. Det har gått sedan införandet av jobbskatteavdraget, senast tillgängliga data på individnivå är från efter införandet (2009). Jobbskatteavdraget förväntas få full effekt först på lång sikt. De totala effekterna kan baserat på detta förväntas bli större än vad skattningarna i detta avsnitt indikerar. I och med att äldre använts för att skatta effekterna och att effekter skattats på individnivå är dock inte tidsaspekten av lika stor vikt som i det fall hela befolkningen aggregerat hade studerats. Mekanismen för de äldre går, som beskrevs ovan, via att individer väljer att fortsätta att arbeta, i stället för att fler individer börjar arbeta. Det innebär både att individerna kan förväntas vara informerade om jobbskatteavdraget efter införandet samt att de makroekonomiska mekanismerna från arbetsutbud till sysselsättning ej behöver ha 2011/12:100 BILAGA 5 Det som fångas i den genomförda analysen är med andra ord effekter på arbetsutbudet och inte effekter på den aggregerade sysselsättningen, vilket kan förväntas slå igenom snabbare, i synnerhet då äldre studeras. Slutligen kan noteras att antalet svenska skattereformer med en utformning som möjliggör ex-post utvärderingar med en tydlig identifikation är mycket begränsat.