prop · H503109 · 2018-03-15 00:00:00 — Men eftersom den nya variabeln inte påverkar resultaten tycks det som om observerade karaktäristika fungerar relativt väl för att genomföra en OB-dekomponering av den minskade jobbchansen. 47Liknande metod har använts i tidigare studier, se t.ex. , och (2011), Hensvik (2014), och (2012) och (2014), 44 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N 5.3.4Stramhetens och individkomponentens betydelse för jobbchansen Som nämndes ovan är det något svårare att ge en intuitiv tolkning av skattningar som avser kontinuerliga variabler än vad fallet är för kategoriska variabler. En sådan tolkning kan vara viktig för att kunna förstå varför byte av stramhetsmåttet (avsnitt 5.3.2) och tillägg av en individkomponent från en tidigare skattad löneregression (avsnitt 5.3.3) inte ändrar resultaten av dekomponeringen. En anledning till detta kan helt enkelt vara att dessa variabler i sig inte påverkar jobbchansen nämnvärt. För att ta reda på om så är fallet genomförs en kontrafaktisk analys med hjälp av skattade parametrar för variablerna stramhet (län), stramhet (län och yrke) och individkomponent. För en rättvis jämförelse har skattningarna gjorts på samma urval, nämligen det minsta urvalet, där det finns data för alla tre variabler. Den kontrafaktiska analysen med avseende på en viss variabel, säg Z, går ut på att predicera den genomsnittliga jobbchansen för olika percentiler av Z för att på det sättet mäta betydelsen av variabeln för jobbchansen. Utifrån skattningar från logistisk regression prediceras jobbchansen för varje individ i data givet individens faktiska variabelvärden för alla variabler utom Z. I ett första steg sätts värdet för Z till den femte percentilen för alla individer, och därefter beräknas den genomsnittliga predicerade jobbchansen. I nästa steg sätts värdet för Z till den tionde percentilen (med övriga variabler orörda) och en ny beräkning av den genomsnittliga predicerade jobbchansen genomförs. Detta görs för alla percentiler upp till den 95:e och för alla tre undersökta variabler. Diagram 14 visar resultat från denna kontrafaktiska analys som har skattats på data . Att gå från botten till toppen av fördelningen i individkomponent hänger samman med en betydande skillnad i jobbchans (ökning från till ). Motsvarande skillnad mellan den första och tredje kvartilen hänger också ihop med högre jobbchans, men i mindre utsträckning (en ökning med ). Liknande bild gäller för de andra två variablerna, men sambandet mellan dem och jobbchansen tycks vara något svagare, dvs. kurvorna är aningen plattare. Sammantaget verkar både individkomponenten från en löneregression (”oobserverad förmåga”) och stramheten spela betydande roll för jobbchansen. Om skattningarna här jämförs med t.ex. utbildningens betydelse framstår de som något svagare. Jobbchansen för en person med högskoleutbildning var t.ex. 2,5 + 1,2 = högre än för grundskoleutbildning (tabell 8 i bilaga 2, kolumn 2). Detta är något högre än ökningen i individkomponent från femte till (2,). Men det går inte att förklara stramhetens och individkomponentens obetydelse för OB-dekomponeringen med att de inte skulle vara relevanta för jobbchansen i sig. R I K S R E V I S I O N E N M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E Diagram 14 Jobbchansens samvariation med stramheten samt individkomponenten från löneregression Stramhet (län) Stramhet (län och yrke) Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. 5.4Alternativa mått på vakanser och övergångar till arbete samt andra perioder I granskningens huvudanalyser har vi använt samma mått på övergångar till arbete som i tidigare studier (dvs. osubventionerat arbete) och Af:s egna data på kvarstående lediga jobb som vakansmått. Vi har dessutom fokuserat på att undersöka individsammansättningens betydelse för perioden efter finanskrisen, eftersom det är då den största matchningsförsämringen observerats, vilket även tidigare studier har uppmärksammat. I detta delavsnitt redovisar vi resultat med ett alternativt jobbchansmått som även tar hänsyn till subventionerad anställning, ett alternativt vakansmått som bygger på data från SCB samt två andra perioder (– – ). Att använda alternativa mått på vakanser och jobbchansen kan ses som känslighetsanalyser där syftet är att mäta om individsammansättningens betydelse påverkas av dessa alternativa mått. Att skatta individsammansättningens betydelse för jobbchansförändringen under andra perioder (t.ex. en förbättring av jobbchansen till 2007) kan vara intressant i sig. I tabell 3 redovisas resultat med det alternativa måttet på jobbchans. Tabell 3 är upplagd på samma sätt som tabell 2, men i stället för att enbart mäta övergångar till osubventionerade jobb som tidigare studier har gjort, mäts även övergångar till 46 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N subventionerade arbeten.48 Nedan kommenteras endast den första kolumnen i tabell 3. Jobbchansen har minskat mellan då även subventionerade arbeten läggs in i arbetsmåttet. Individsammansättningen står för av jobbchansminskningen vilket är endast något högre än i de tidigare skattningarna (, kolumn ett i tabell 2). Resultaten tycks därmed inte vara särskilt känsliga för det mått för övergångar till arbete som används. I bilaga 3 redovisas även diagram över jobbchansförändringen för olika grupper med det nya jobbchansmåttet (se diagram 18–22). Dessa diagram ger i allt väsentligt samma bild som motsvarande diagram med osubventionerad anställning som jobbchansmått (se avsnitt 5.2.2). Tabell 3 Nedbrytning av jobbchansförändringen mellan (jobbchansmått där även subventionerade anställningar ingår) -0,0318*** -0,0320*** -0,0320*** -0,0247*** -0,0247*** (0,0008) (0,0008) (0,0009) (0,0009) (0,0009) -0,0098*** -0,0086*** -0,0094*** -0,0049*** -0,0057*** (0,0005) (0,0004) (0,0005) (0,0003) (0,0004) [30,] [26,] [29,] [19,] [22,] -0,0115*** -0,0104*** -0,0103*** -0,0058*** -0,0065*** (0,0005) (0,0004) (0,0004) (0,0003) (0,0003) [36,] [32,] [32,] [23,] [26,] 0,0017*** 0,0017*** 0,0009*** 0,0009*** 0,0009*** (0,00010) (0,00011) (0,00007) (0,00007) (0,00007) [-5,] [-5,] [-2,] [-3,] [-3,] -0,0249*** -0,0256*** -0,0223*** -0,0241*** -0,0232*** (0,0030) (0,0032) (0,0030) (0,0032) (0,0034) [78,] [80,] [69,] [97,] [94,] -0,0003 0,0043* 0,0042* (0,0029) (0,0031) (0,0030) (0,0030) (0,0032) [-9,] [-7,] [0,] [-17,] [-17,] 48Se Definitioner och förklaringar för Arbetsförmedlingens statistik, hämtad , statistiken/Definitioner-och-forklaringar.html. Arbeten med stöd som ingår i definitionen beskrivs under rubrikerna Anställningsstöd och Särskilda insatser för personer med funktionsnedsättning som medför nedsatt arbetsförmåga. R I K S R E V I S I O N E N M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E Resultaten från en känslighetsanalys med ett alternativt mått på lediga jobb (och därmed stramhet) redovisas i tabell 4 (se tabell 13 i bilaga 2 för detaljerade resultat). Som nämndes i avsnitt 4 finns vissa svårigheter med att använda data från SCB (konjunkturstatistik över vakanser, KV) i granskningen. Därför har vi skattat individsammansättningens bidrag i procent av den totala jobbchansförsämringen för månadsrespektive kvartalsdata (kolumn ett till tre respektive fyra till sex i tabell 4) samt för två olika KV-mått (lediga jobb respektive vakanser). Som framgår av den nedersta raden i tabell 4 innebär data från KV i stället för Af inga större förändringar i individsammansättningens bidrag till jobbchansförsämringen. Möjligen tycks KV-data leda till att en något mindre del av jobbchansförsämringen förklaras av individsammansättning (jfr kolumn två och tre med kolumn ett samt kolumn fem och sex med kolumn fyra). Det är värt att nämna att förändringar i stramheten har bidragit till en minskad jobbchans när KV-data används, medan det motsatta gäller Af-data (se tabell 13 i bilaga 2). Tabell 4 Nedbrytning av jobbchansförändringen (alternativa vakansmått) -0,0366 -0,0366 -0,0366 -0,0595 -0,0595 -0,0595 -0,0103 -0,0113 -0,0110 -0,0142 -0,0146 -0,0144 -0,0120 -0,0113 -0,0110 -0,0154 -0,0146 -0,0144 (procent av total) Not: Se tabell 13 i bilaga 2 för detaljerade resultat. Sammantaget tyder känslighetsanalyserna i detta delavsnitt på att huvudresultatet i denna granskning – att individsammansättningen förklarar en mindre del av de senaste årens jobbchansminskning än vi trott – håller även för ett alternativt stramhets- och jobbchansmått. Tabell 5 visar slutligen nedbrytningar av jobbchansförändringen under ytterligare två perioder: – (kolumn ett, uppgång med ) och – (kolumn två, uppgång ). Kolumn tre i tabell 5 innehåller de tidigare huvudresultaten –2015 för jämförelsens skull. Ett tydligt resultat från tabellen är att stramhetens betydelse för jobbchansförändringen har minskat kraftigt, om än inte 48 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N monotont, (, och i absoluta termer). Detta resultat är analogt med residualen från matchningsfunktionen som redovisades tidigare i diagram 1. Vidare har individsammansättningens betydelse för jobbchansförändringen varierat (, –och ). Under 1990- talskrisen hade alltså individsammansättningen mindre betydelse, och betydelsen har ökat. har individsammansättningen försämrats sett från ett jobbchansperspektiv med försämringar på –1,och –1,–2007 respektive 2007–2015. Med andra ord har individsammansättningen bland de inskrivna arbetslösa på Af försämrats under . Slutligen är 1997–2007 den enda perioden med statistiskt signifikant bidrag från ändrade parametrar; dessa står för av uppgången i jobbchans . Tabell 5 Nedbrytning av jobbchansförändringen för olika perioder 0,0179*** 0,0273*** -0,0366*** (0,0005) (0,0007) (0,0007) 0,0089*** 0,0075*** -0,0103*** (0,0009) (0,0012) (0,0005) [49,] [27,] [28,] 0,0008** -0,0144*** -0,0120*** (0,0002) (0,0003) (0,0004) [4,] [-52,] [32,] 0,00808*** 0,0222*** 0,0018*** (0,0009) (0,0013) (0,0001) [45,] [81,] [-4,] 0,0099*** 0,0070*** -0,0283*** (0,0017) (0,0027) (0,0028) [54,] [25,] [77,] -0,0008 0,0129*** (0,0016) (0,0026) (0,0027) [-4,] [47,] [-5,] R I K S R E V I S I O N E N M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E I denna rapport studeras hur stor del av matchningsförsämringen efter finanskrisen som förklaras av kompositionsförändringar bland arbetslösa inskrivna på Af. Slutsatsen är att individsammansättningens roll är betydande men långt ifrån avgörande och förklarar av den försämrade jobbchansen. Till stor del (23 av dessa ) förklaras detta av ökad andel födda i de senaste årens stora flyktingländer , /, , och . Eftersom studien utgör den första direkta skattningen är det svårt att jämföra med tidigare resultat.49 Af:s slutsatser utifrån makroanalyser har varierat50, och även om det kan vara svårt att fastställa ett exakt mått utifrån Af:s formuleringar i text, så bedömer vi att bör betraktas som mindre än den förklaringsgrad som angivits av Af. Därutöver är det viktigt att beakta att variablerna som ingår i granskningen, dvs. som står för siffran , är långt fler än dem som Af använder i sina analyser. Den viktigaste faktorn, nämligen utrikes bakgrund, har fram till inte ingått inte i Af:s analyser på grund av att Af har bedömt att data saknas.51 Men med den metod som används i granskningen och med hjälp av individdata skulle de databegränsningar som Af tar upp inte vara ett problem. I den senaste arbetsmarknadsrapporten från Af används samma makrodata som i tidigare rapporter men med extra data, och dessutom har Af inkluderat utrikes bakgrund i sina skattningar av individsammansättningens betydelse för den minskade jobbchansen.52 Af drar där slutsatsen att både arbetsmarknadsläget (dvs. stramheten) och sammansättningen av inskrivna arbetslösa kan förklara jobbchansutvecklingen . Efter kontakt med Af har vi dock konstaterat att analysen som sammanfattas i figur 1:8 i rapporten har vissa metodbrister. För det första är den skattade elasticiteten, dvs. sambandet mellan jobbchansen och stramheten, inte statistiskt signifikant över , och punktskattningen är låg jämfört med tidigare skattningar. För det andra innehåller modellen även en skattning av skillnad i matchningseffektivitet före respektive efter finanskrisen. När jobbchansen prediceras med hjälp av den skattade matchningsförsämringen blir analysen därmed ett slags cirkelresonemang; av den redovisade figuren att döma tycks stramheten i stor utsträckning förklara rörelserna i jobbchans (med andra ord tycks matchningseffektiviteten inte ha minskat), men i denna förklaring 49I ett working paper från Af konstateras att sammansättningens betydelse för chansen till arbete utan stöd uppgår till (Harkman 2014). Det framgår dock inte i rapporten hur denna siffra tagits fram. 50Se avsnitt 3.2. 51Se Arbetsförmedlingen (2015, s. 77) och Arbetsförmedlingen (2016b, s. 90). 52Arbetsförmedlingen (2017b), figur 1:8. 50 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N ingår i själva verket den skattade minskningen av matchningseffektiviteten efter finanskrisen. Att detta inte nämns i texten som beskriver figur 1:8 i Af:s rapport53 är missvisande och ger en felaktig bild av förklaringsstyrkan i matchningsfunktionen. analys visar att jobbchansminskningen till stora delar inte går att förklara med ändrad individsammansättning. I stället handlar det om en generell minskning för en jämförelsegrupp bestående av inrikes födda män i ålderskategorin 35–med gymnasieutbildning, utan funktionshinderskod, med genomsnittlig tidigare sjukpenning och som söker jobb i ett län med genomsnittlig stramhet. Då denna grupp är med avseende på observerbara karaktäristika innebär detta att hela tre fjärdedelar av den minskade jobbchansen är oförklarad. Då fokus, såväl i Af:s uppföljning av hur matchningen utvecklas som i andra studier, har legat på sammansättningens betydelse, har jobbchansminskningen för denna genomsnittsgrupp fått alldeles för lite uppmärksamhet. En viktig slutsats från rapporten är därför att försämringen för denna grupp behöver undersökas i betydligt större utsträckning än vad som har varit fallet . En möjlig väg att gå är att genomföra nedbrytningar av jobbchansförsämringen med variabler som har direkt koppling till Af:s arbete med att matcha arbetslösa till lediga jobb. Nya skattningar visar t.ex. att antalet möten med arbetsförmedlare för utrikes födda i relation till inrikes födda har ökat.54 En hypotes som är värd att testa är om Af har fått styra om resurser för att hantera det stora antalet nyanlända arbetslösa, vilket kan ha lett till att inrikes födda får mindre hjälp att få jobb. Detta skulle kunna vara en delförklaring till resultaten i denna rapport. Ytterligare en angelägen fråga handlar om vilken typ av jobb som är lediga jämfört med tidigare. I denna rapport tas ett första steg genom att vi kopplar de arbetslösas sökta yrke till stramheten på yrkes- och länsnivå för att förklara jobbchansen på individnivå. På detta område finns få studier gjorda och det borde finnas stora möjligheter att använda befintliga registerdata för att undersöka frågan närmare. Att vi inte förstår varifrån av jobbchansförsämringen kommer är problematiskt ur policysynpunkt eftersom det rimligen betyder att Af och andra aktörer saknar ledning om var statens resurser gör mest nytta. 53Arbetsförmedlingen (2017b), figur 1:8. 54Se tabell 3 i Liljeberg och (2017). R I K S R E V I S I O N E N M A T C H N I N G E N P Å A R B E T A R K N A D E N – SÖ K A N D E SA M M A N SÄ T T N I N G E N S B E T Y D E L S E Arbetsförmedlingen (2015), Arbetsmarknadsrapport . Arbetsförmedlingen (2016a), Arbetsförmedlingens årsredovisning 2015. Arbetsförmedlingen (2016b), Arbetsmarknadsrapport . Arbetsförmedlingen (2017a), Arbetsförmedlingens årsredovisning 2016. Arbetsförmedlingen (2017b), Arbetsmarknadsrapport . Abowd, J.M., F. Kramarz och D.N. (1999), High wage workers and high wage firms, Econometrica, 67, s. 251–333. Abowd, J.M., R.H. Creecy och F. Kramarz (2002), Computing person and firm effects using linked longitudinal employer–employee data, No. 2002-6, , U.S. Angelov, N., och M. (2017), Factors Associated with Occupational Disability Classification, , forthcoming. Barnichon, R. och A. Figura (2015), Labor Market Heterogeneity and the Aggregate Matching Function, : Macroeconomics 2015, 7(4): 222– 249. , O. J., , P., , R.E. och J. Yellen (1989), The curve, Brookings Papers on Economic Activity, Vol. 1989, No. 1, s. 1–76. Blinder, A. (1973), Wage discrimination: reduced form and structural estimates, 8, s. 436–455. Borjas, G. (1999), The economic analysis of immigration, i Handbook of Labor Economics. by O. C. Ashenfelter and . 1697–1760. , J. och , K. (1998), Attrition and misclassification of drop-outs in the analysis of unemployment duration, Working Paper 2001:3, IFAU, . , M., J. , och O. (2011), Wage adjustment and productivity shocks, Working Paper 2011:9, IFAU, . (2014), Immigrant wage assimilation – the importance of unobserved heterogeneity, workplaces and occupations, Economic Studies No. 148, , . Elsby, M.W.L., , R. och Ratner, D. (2015), The curve: a survey, 53(3), s. 571-630. 52 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N Fairlie, R.W. (1999), The absence of the African-American owned business: an analysis of the dynamics of self–employment, 17, s. 80–108. Fairlie, R.W. (2005), An extension of the decomposition technique to logit and probit models, Measurement 30, s. 305–316. , P., L. Hensvik och O. (2015), Rätt man på rätt plats? Matchning, ingångslöner och separationer, Rapport 2015:20, IFAU, . (2017), Svensk finanspolitik, Finanspolitiska rådets rapport . , N., T , och S. Firpo (2011), Decomposition methods in economics, Handbook of Labor Economics, Volym 4a, s. 1-102. , A. och , K. (2007), Random and stock-flow models of labour market matching – Swedish evidence, Working Paper 2007:11, IFAU, . , A. och , J. (2011), Arbetsmarknadspolitikens effekter på sysselsättning och arbetslöshet – en översikt, Rapport 2011:7, IFAU, . Gaure, S. (2013), with multiple high dimensional category variables, Analysis, 66, s. 8–18. (2016), , Unemployment, and Macroeconomic Transition, doktorsavhandling i nationalekonomi, . Harkman, A. (2014), Jobbchansens utveckling, Working Paper 2014:1, , och (2012), Globalisering och matchning på arbetsmarknaden, Ekonomisk Debatt, Vol. 40, No 1. Hensvik, L. (2014), Manager impartiality? Worker-firm matching and the gender wage gap, 67.2, s. 395-421. (2016), Estimating matching functions when recruiting intensity matters, opublicerat manuskript . (2014), En tudelad arbetsmarknad – om matchningen på den svenska arbetsmarknaden efter den ekonomiska krisen, Penning- och valutapolitik 2014:4, (2012), Lönebildningsrapporten. Kramarz, F. och O. (2014), When strong ties are strong: networks and youth labor market entry, Review of Economic Studies 81, s. 1164–1200. Laun, L. och M. (2017), Vad förklarar de senaste 20 årens ökade arbetskraftsdeltagande bland äldre i ?, Rapport 2017:18, IFAU, . Liljeberg, L. och M. (2017), Hur ofta träffas arbetssökande och arbetsförmedlare?, Rapport 2017:16, IFAU, . R I K S R E V I S I O N E N MA TCHNINGEN PÅ ARBET SMA RKNA DEN – SÖKANDESA MMANSÄ TTNINGENS BETYDELSE , D. och C.A. Pissarides (1994), and in the Theory of Unemployment, Studies, Vol. 61, No. 3, s. 397–415. , D. och C.A. Pissarides (1999), New developments in models of search in the labor market, i Ashenfelter och Card (red. ), Handbook of Labor Economics. (2010), Arbetssökande som lämnar Arbetsförmedlingen av okänd orsak, Working Paper 2010:1, Arbetsförmedlingen. (1973), Male-female wage differentials in urban labor markets, 14, s. 693–709. Petrongolo, B. och C. A. Pissarides (2001), Looking into the : A Survey of the Matching Function, 39, s. 390–431. , O., A. och L. Liljeberg (2017), Labour market entry of non-labour migrants – Swedish evidence, Working Paper 2017:15, IFAU, . Betänkande 2011/12:AU2. Betänkande 2016/17:AU2. 2011/12:1 Budgetpropositionen . 2016/17:1 Budgetpropositionen . Regleringsbrev för avseende Arbetsförmedlingen. Regleringsbrev för avseende Arbetsförmedlingen. Regleringsbrev för avseende Arbetsförmedlingen. Riksdagsskrivelse 2011/12:88. 2007:1030 Förordning med instruktion till 54 R I K S R E V I S I O N E N MATCHNINGEN PÅ ARBETSMARKNADEN – SÖKANDESAMMANSÄTTNINGENS BETYDELSE Trots att det råder enighet om att matchningen på den svenska arbetsmarknaden försämrats saknas kunskap om orsakerna till denna utveckling. Tidigare studier, däribland Arbetsförmedlingens analyser, gör gällande att matchningsförsämringen till stora delar beror på en ändrad individsammansättning bland de arbetslösa. I granskning analyseras individsammansättningens betydelse för matchningsförsämringen. Syftet med granskningen är att undersöka om Arbetsförmedlingen har ett tillräckligt och väl genomlyst faktaunderlag för att utveckla sin matchningsverksamhet på ett effektivt sätt. Resultaten visar bland annat att individsammansättningens roll är betydande men långt ifrån avgörande och förklarar ungefär en tredjedel av den försämrade jobbchansen efter finanskrisen. Enligt bedömning kan en mer rättvisande bild av individsammansättningens betydelse uppnås genom användning av bättre data än i tidigare studier och en mer ändamålsenlig metod. Granskningen visar också, till skillnad från Arbetsförmedlingens analyser, att chansen att få ett jobb för arbetslösa som tillhör en grupp med utsatt ställning på arbetsmarknaden har förstärkts jämfört med chansen för en genomsnittsgrupp. Med anledning av det som framkommit i granskningen rekommenderar att överväga att genomföra djupare analyser av matchningsförsämringen än de som görs , bland annat i syfte att få en bättre kunskap om matchningsförsämringens orsaker. nybrogatan 55, 114 90 Utdrag ur protokoll vid regeringssammanträde Närvarande: statsminister , ordförande, och statsråden , , Y , Baylan, Bucht, , , , Hellmark , , , Bah Kuhnke, Strandhäll, Shekarabi, , , , , , Regeringen beslutar skrivelse om sökandesammansättningens betydelse vid matchningen på arbetsmarknaden