prop · H503109 · 2018-03-15 00:00:00 — Den har minskat i relativa termer i samband med 1990-talskrisen, men under resten av perioden har jobbchansen för kvinnor legat ungefär på samma nivå som den för män eller möjligen något över i genomsnitt. Detta testas statistiskt för två enskilda datum i samband med OB-dekomponeringen längre fram. De tydligaste svängningarna i jobbchans i diagram 10 avser personer som av Af har fått funktionshinderskod36. En ökning av gapet relativt individer utan kod från strax i början av perioden till 2008, och en kraftig minskning av gapet efter finanskrisen. Diagram 10 Sambandet mellan jobbchansen och kön, utbildning och funktionshinderskod, jämförelsegrupp: män med gymnasieutbildning utan funktionshinderskod Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. Diagram 11 visar skillnaden mellan jobbchans för olika åldersgrupper, jämfört med referensgruppen som är . Allt annat lika har stora förändringar skett över perioden, i synnerhet för den yngsta och den äldsta gruppen av arbetslösa. Fram till IT-kraschen ökade 36Med detta menas en person som av Af fått en elektronisk registrering av funktionsnedsättning som medför nedsatt arbetsförmåga. 37Det kan finnas variationer i kodningen av funktionsnedsättning, och kodningen kan påverkas av konjunktur och politiska beslut. Se Angelov och (2017). 34 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 skillnaden i jobbchans mellan de äldsta arbetslösa och referensgruppen med i absoluta termer, från –till –. Utvecklingen för de yngsta arbetslösa var i det närmaste spegelvänd: ungas jobbchans ökade från strax under noll till Det är intressant att notera att de yngstas och de äldstas jobbchans relativt referensgruppen har fortsatt att ha ett tydligt negativt samband över hela perioden. Gapet mellan dessa två grupper har minskat från nästan strax före finanskrisen till 2015. Det finns tydliga likheter mellan denna utveckling och hur sambandet mellan de två åldersgrupper som ligger närmast referensgruppen har ändrats . Sambandet mellan jobbchansen för gruppen 25–35 respektive 45–är också tydligt negativt, och även här har gapet initialt ökat för att sedan minska. Diagram 11 Sambandet mellan jobbchansen och ålder, jämförelsegrupp: 35–45 år 15 − 25 år 25 − 35 år 45 − 55 år 55 − 65 år Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. Som visades tidigare i rapporten har andelen arbetslösa som är födda i något av de senaste årens stora flyktingländer ökat kraftigt, i synnerhet efter finanskrisen. I diagram 12 visas hur jobbchansen har utvecklats för dessa grupper jämfört med inrikes födda, efter justering för övriga individegenskaper såsom utbildning, kön m.m. Det första intrycket från figuren är att utvecklingen har varit relativt lika för arbetslösa födda i , /, , och . Den har varit mellan än jobbchansen för inrikes födda fram till finanskrisen. Den relativa jobbchansen har gått ner kraftigt för samtliga grupper i samband med finanskrisen, men den har återhämtat sig och 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 ligger möjligen strax högre 2015 än före krisen. Det finns dock ett oroande undantag, och det gäller den snabbast växande gruppen av arbetslösa, de som är födda i ; där har den relativa jobbchansen minskat . Slutligen visar diagram 13 att även jobbchansen för personer födda i tidigare stora flykting- och invandrarländer är lägre än den för inrikes födda, allt annat lika. Här finns dock en nivåskillnad på det sättet att personer födda i tidigare års flyktingländer har en något bättre jobbchans än dem från de senaste årens flyktingländer. Notera att detta inte har att göra med kortare vistelsetid i landet, eftersom resultaten har justerats för vistelsetid på individnivå. Personer födda i och före detta avviker med en relativt sett högre jobbchans än de som är födda i och . Båda grupperna har drabbats hårdare av den senaste krisen än vad inrikes födda har gjort. Diagram 12 Sambandet mellan jobbchansen och födelseland: de senaste årens stora flyktingländer, jämförelsegrupp: inrikes födda Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. 36 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 Diagram 13 Sambandet mellan jobbchansen och födselseland: tidigare års stora flykting- och invandrarländer, jämförelsegrupp: inrikes födda Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. Sammanfattningsvis visar detta avsnitt att arbetsmarknaden inte bara har ändrats när det gäller de arbetslösas sammansättning utan även när det gäller hur olika egenskaper värderas i termer av lägre eller högre jobbchans. De stora svängningarna som visas ovan illustrerar en brist i tidigare studier av matchningsförsämringen på svensk arbetsmarknad, som i samtliga fall har utgått från att t.ex. svaga grupper alltid är lika svaga. Orimligheten i detta visas tydligt av t.ex. jobbchansen för personer i den yngsta respektive äldsta ålderskategorin, arbetssökande med funktionshinderskod och även vissa grupper av utrikes födda. Slutligen antyder diagram 9 att kompositionens betydelse för den ändrade jobbchansen är långtifrån uppenbar. Detta testas statistiskt i nästa avsnitt. 5.3 Dekomponering av försämringen i jobbchans I detta avsnitt redovisas rapportens huvudresultat, en OB-dekomponering av jobbchansminskningen mellan . har valts eftersom det är då data som behövs för analysen finns tillgängliga. Eftersom det finns starkt säsongsberoende i data som inte går att hantera i en OB-dekomponering är det lämpligt att jämföra med samma månad ett . Vidare är det relevant att välja ett datum före finanskrisen, , dels eftersom tidigare studier har diskuterat 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 matchningsförsämringen , och dels eftersom också makroresultaten från föregående avsnitt pekar på en kraftig försämring efter finanskrisen.38 Nedan redovisas resultat som alla bygger på de individegenskaper som ingår i skattningarna av jobbchansen från avsnitt 5.2.2. Skillnaden mellan skattningarna i de olika delavsnitten består i att olika mått på stramhet används, samt om individfixa komponenter från en tidigare skattad löneregression används. 5.3.1 Stramhet på länsnivå I detta delavsnitt redovisas en OB-dekomponering av jobbchansförsämringen som bygger på individegenskaper från avsnitt 5.2.2 och stramhet på länsnivå. Den grundläggande tanken är att de arbetssökandes jobbchans beror dels på individegenskaper, dels på antalet lediga jobb i förhållande till antalet arbetslösa inom det län där den arbetssökande bor. Här finns alltså en tanke om att arbetsmarknaden är segmenterad.39 Tabell 7 i bilaga 2 innehåller medelvärden för jobbchansen och för de variabler som ingår i modellen. Jobbchansen har minskat avsevärt , från till 5,4 procent.40 Skillnaden på motsvarar en minskning års nivå. När det gäller åldersfördelningen är de tydligaste förändringarna att andelen har ökat , medan andelen har minskat . Förändringen i är svårtolkad eftersom den har värdet noll för personer födda i . Att värdet har ökat med kan både bero på att andelen inrikes födda har minskat och på att andelen bland de utrikes födda med fler år i landet har ökat. Andelen med enbart grundskoleutbildning har ökat , men också andelen med högskoleutbildning har ökat (+1,). Eftersom det negativa sambandet mellan låg utbildning och jobbchansen är kraftigare än det positiva mellan hög utbildning och jobbchansen borde utbildningsförändringarna ha lett till en minskad genomsnittlig jobbchans. Stora förändringar har skett när det gäller andelen utrikes födda i (+1,), (+2,), /(+2,) och (+5,). Kombinerat med den lägre jobbchansen för personer från dessa länder, som visades i avsnitt 5.2.2, borde dessa stora ökningar bidra till en försämrad matchning 2015 jämfört med . 38En dekomponering av matchningsförsämringen mellan har också genomförts. Resultaten är kvalitativt mycket lika de som redovisas i rapporten. 39Se Barnichon och Figura (2015) och källor till tidigare studier som anges där. 40Dessa siffror skiljer sig en aning från de som presenteras i diagram 9, vilka visar säsongsrensade 12- månaders glidande medelvärden. 38 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 Variabeln sjukfrånvaro, som anges i och som avvikelse från sitt medelvärde, har i genomsnitt minskat med . Andelen med funktionshinderskod har också minskat . har stramheten ökat med 6 procent.41 Eftersom ökad stramhet är förknippad med ökad jobbchans förväntas detta leda till en förbättrad matchning. Sammanfattningsvis tecknas en bild av en försämrad komposition av arbetslösa, givet tidigare resultat kring betydelsen av individfaktorer för jobbchansen. Särskilt ökningen av andelen utrikes födda framstår som betydelsefull. Den högre stramheten påverkar dock matchningen åt motsatt håll. Förändringar i betydelsen av individegenskaper och stramhet för jobbchansen Tabell 8 i bilaga 2 innehåller resultat från logistisk regression för jobbchansen respektive . I detta avsnitt diskuteras skattningar i de första två kolumnerna i tabellen (”Population A”). Urvalet består av arbetslösa individer för vilka det finns data för alla variabler (200 969 observationer 2007 och 340 2015). Resultaten som visas i tabellen tolkas med hänsyn till kategoriska variabler som skillnader i procentenheter relativt referensnivån (t.ex. jobbchansen för grundskola jämfört med referensnivån gymnasium, när övriga variabler hålls konstanta). För kontinuerliga variabler är tolkningen (förutom tecknet) något svårare. För att underlätta tolkningen av de viktigaste kontinuerliga variablerna redovisas sambandet mellan dessa och jobbchansen grafiskt i avsnitt 5.3.4. De viktigaste parameterförändringarna har redan diskuterats i avsnitt 5.2.2. Det har blivit lättare för äldre och svårare för yngre arbetslösa att få ett arbete, allt annat lika. Jobbchansen för personer relativt referenskategorin 35–var –5,2007 och –2,2015. har den relativa jobbchansen för arbetslösa under minskat från till , och i ålderskategorin närmast över finns en liknande utveckling. Det tycks ha blivit något lättare för utrikes födda från de senaste årens stora flyktingländer , /, , och att få ett arbete, jämfört med hur det är för inrikes födda. Skillnaderna är dock i en del fall inte särskilt stora och vi har inte genomfört något strikt statistiskt test. Kvinnor har lättare att få ett arbete än män både 2007 och 2015, allt annat lika.42 Vidare är det anmärkningsvärt att jobbchansen för akademiker inte är signifikant 41Måttet som används är logaritmen av stramheten minus medelvärdet för logaritmen av stramheten. 42I ett senare avsnitt görs en känslighetsanalys där även subventionerade arbeten ingår i jobbchansmåttet. Även i det fallet är kvinnors jobbchans högre än mäns för , men könsskillnaden är mindre (0,004 signifikant på 1-procentsnivån för måttet inklusive subventionerad anställning, jämfört med 0,009 för osubventionerad anställning). finns ingen statistiskt säkerställd könsskillnad för måttet som inkluderar subventionerad anställning. 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 skild från den för personer med gymnasieutbildning , och statistiskt signifikant men relativt liten i storlek 2015 (1,). Den negativa differensen i jobbchans mellan arbetslösa med grundskoleutbildning och dem med gymnasieutbildning har minskat i storlek (–3,till –2,). I absolut storlek är den ”skyddande” effekten av högskoleutbildning jämfört med gymnasium således ungefär hälften av den skyddande effekten av gymnasium jämfört med grundskoleutbildning. Slutligen har stramhetens betydelse för jobbchansen varit . Mer om tolkning av parametern för denna variabel kommer i avsnitt 5.3.4. Tabell 2 Nedbrytning av jobbchansförändringen mellan -0,0366*** -0,0373*** -0,0373*** -0,0319*** -0,0319*** (0,0008) (0,0008) (0,0007) (0,0009) (0,0009) -0,0103*** -0,0093*** -0,0100*** -0,0058*** -0,0065*** (0,0004) (0,0004) (0,0004) (0,0003) (0,0004) [28,] [25,] [26,] [18,] [20,] -0,0120*** -0,0112*** -0,0112*** -0,00696*** -0,00760*** (0,0004) (0,0004) (0,0004) (0,0003) (0,0003) [32,] [30,] [30,] [21,] [23,] 0,0018*** 0,0019*** 0,0011*** 0,0011*** 0,0011*** (0,0001) (0,0001) (0,0001) (0,0001) (0,0001) [-4,] [-5,] [-2,] [-3,] [-3,] -0,0283*** -0,0292*** -0,0256*** -0,0266*** -0,0259*** (0,0031) (0,0030) (0,0031) (0,0033) (0,0031) [77,] [78,] [68,] [83,] [81,] -0,0016 (0,0030) (0,0030) (0,0030) (0,0032) (0,0030) [-5,] [-3,] [4,] [-1,] [-1,] 40 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 OB-dekomponering av den minskade jobbchansen Den genomsnittliga jobbchansen minskade . Resultaten ovan ger en komplex bild av orsakerna till denna minskning. Å ena sidan pekar kompositionsförändringen, mätt som ändrade individegenskaper, mot matchningsförsämring. har stramheten förbättrats avsevärt utan någon minskning av stramhetens positiva betydelse för jobbchansen. Flera av parameterförändringarna borde rimligen ha lett till en något förbättrad matchning allt annat lika. När alla dessa skeenden sammanfattas i en OB-dekomponering lyder resultaten som följer (se den första kolumnen i tabell 2 för resultat redovisade i grupper och den första kolumnen i tabell 12 i bilaga 2 för resultat på variabelnivå). Av de –3,som jobbchansen har minskat med står kompositionsförändringar för –1,. Dessa kompositionsförändringar kan vidare brytas ner i sådana som handlar om individsammansättning och stramhetsförändringar. Ändrad individsammansättning står för –1,, eller en tredjedel () av jobbchansminskningen, medan den förbättrade stramheten står för en liten ökning av jobbchansen (+0,). Inte oväntat står födelseland för en mycket stor del av kompositionsförsämringen: –1,. Av den sistnämnda utgörs lejonparten av arbetslösa födda i , /, , och (–0,). Den ändrade ålderssammansättningen har också påverkat jobbchansen negativt, med –0,. har minskad genomsnittlig sjukfrånvaro och lägre andel med funktionshinderskod båda bidragit positivt till jobbchansen (totalt ). Punkskattningen för individegenskapers och stramhetens betydelse (dvs. parameterändringar) är +0,(dvs. en förbättring), men denna siffra är inte statistiskt säkerställd. Den största delen av den försämrade jobbchansen är oförklarad, vilket yttrar sig i en generell försämring av jobbchansen för jämförelsegruppen. Denna grupp definierades i ett tidigare avsnitt, men definitionen upprepas här för tydlighets skull. Jämförelsegruppen består 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. Genomsnitten är beräknade för alla observationer, dvs. Jämförelsegruppens jobbchans har försämrats med (se första kolumnen i tabell 2). Detta är mer än dubbelt så 43Tabell 2 innehåller resultat redovisade i grupper. Alla variablers enskilda kompositionsbidrag till den minskade jobbchansen redovisas i den första kolumnen i tabell 12 i bilaga 2. Skattningarna i tabell 12 summerar till siffran –1,, dvs. det sammanlagda bidraget. 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 mycket som den sammanlagda betydelsen av kompositionsförändringar (–1,) och står för drygt tre fjärdedelar av försämringen (). Sammantaget visar resultaten ovan att förändringar i individsammansättningen hos arbetslösa, som förväntat, har bidragit negativt till den försämrade jobbchansen i samband med och efter finanskrisen. Kompositionen förklarar dock inte mer än en tredjedel av jobbchansförsämringen. Till största delen är jobbchansförsämringen oförklarad; vi observerar en allmän försämring av jobbchansen hos en relativt väletablerad grupp på arbetsmarknaden, som står för ungefär tre fjärdedelar av försämringen. Hur rimliga är resultaten i förhållande till tidigare studier? Eftersom tidigare studier saknar en direkt skattning går det inte att hitta en specifik siffra att jämföra med. Som beskrevs i avsnitt 3.2 har skrivningarna i tidigare studier varit ganska otydliga, men i flera studier bedöms individsammansättningen vara en viktig faktor. Den studie som ligger närmast när det gäller metod är på mikrodata från och visar att kompositionen står för en stor del av matchningsförsämringen, vilket vid en första anblick tycks skilja sig från resultaten i granskningen.44 En anledning till skillnaden kan naturligtvis vara att utvecklingen har varit annorlunda i jämfört med . En mer konkret skillnad är att arbetslöshetsduration för arbetslösa används som en individegenskap i studien från . Eftersom durationen är inversen av jobbchansen45 är denna empiriska specifikation tveksam. Den innebär enkelt uttryckt att jobbchansen förklaras med avsaknad av jobbchans, ett cirkelresonemang. Ytterligare en viktig förklaringsvariabel i studien av Barnichon och Figura är skäl till arbetslöshet. Denna variabel är inte heller en renodlad egenskap, utan ett utfall av bland annat konjunkturläge. En granskning av resultaten visar i själva verket att demografiska variabler, som är rena individegenskaper, förklarar endast en liten del av matchningsförsämringen46. Resultaten i denna granskning är i linje med detta. Frågan som ställs i nästa avsnitt är om det går att förklara mer av jobbchansförsämringen med en mer detaljerad definition av stramhet. 5.3.2Dekomponering av jobbchansförsämringen med en yrkesspecifik stramhet I föregående avsnitt användes ett mått på stramheten som bygger på antalet arbetslösa och antalet lediga jobb i det län där den arbetssökande bor. I detta avsnitt genomförs en OB-dekomponering med en mer detaljerad och rimligen mer verklighetstrogen stramhetsdefinition, där hänsyn tas till sökt yrke (förutom län). Utifrån uppgifter från Af om individens sökta yrke bildas ett mått, som mäter 44Barnichon och Figura (2015), figur 6. 45Se t.ex. Petrongolo och Pissarides (2001). 46Jfr panel C med panel B i figur 6 i Barnichon och Figura (2015). 42 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 stramheten inom individens sökta yrke på länsnivå. Yrkeskategorierna bygger på SSYK-kod och beskrivs i dataavsnittet (se tabell 1). En nackdel med att också använda information om yrke är att en del data försvinner. Det kan inte uteslutas att saknad yrkeskategori korrelerar med observerade och icke-observerade individegenskaper, vilket försvårar jämförelsen med tidigare resultat. Detta hanteras genom att först skatta om samma modell som i avsnitt 5.3.2 men med data som begränsas efter tillgång till stramhet på yrkes- och länsnivå. Skattningar som bygger på den logistiska regressionen för detta nya urval finns i kolumn tre och fyra (”Population B”) i tabell 8 i bilaga 2. Antalet observationer är nu 182 017 (2007) och 302 268 (2015), av vilket framgår att bortfallet är procentuellt större 2015. Själva skattningarna är dock mycket lika och det är svårt att se någon större skillnad mellan kolumn ett och tre respektive mellan kolumn två och fyra i tabell 8 i bilaga 2. Bortfallet tycks med andra ord inte ha påverkat resultaten nämnvärt. Det finns dock en liten skillnad i jobbchansskattningarna för detta nya urval (kolumn två jämfört med kolumn ett i tabell 8 i bilaga 2). Denna skillnad uppenbarar sig i att de negativa skattningarna för utrikes födda från t.ex. , /, , och alla är mindre i storlek med det nya urvalet. Detta tyder på att kravet på data över yrkeskategori resulterar i en något mer positivt selekterad grupp av utrikes födda. Det innebär i sin tur att när resultaten där stramhet på länsnivå ersätts av stramhet på läns- och yrkesnivå bör resultaten jämföras för samma urval, dvs. Skattningarna från de regressioner som står till grund för OB-dekomponeringen med den nya variabeln redovisas i de sista två kolumnerna i tabell 8 (”Population B”). Jämfört med kolumn tre och fyra finns endast små förändringar i skattningarna. Skattningen för den nya variabeln stramhet på läns- och yrkesnivå är som förväntat positiv. Att den är lägre än skattningen för stramhet på länsnivå går dock inte att tolka direkt. För detta ändamål genomförs en analys i avsnitt 5.3.4. Den genomsnittliga jobbchansförsämringen för den nya populationen är –3,. Dekomponeringen med den nya variabeln redovisas gruppvis i kolumn tre i tabell 2 samt variabel för variabel i kolumn tre i tabell 12 i bilaga 2. Sammantaget förklarar kompositionsförändringarna –1,, av vilket –1,beror på individsammansättning och +0,beror på förbättrad stramhet. Motsvarande siffra för stramheten med samma urval men variabeln stramhet på länsnivå är högre (+0,). Individsammansättningens bidrag skiljer sig dock inte åt beroende på stramhetsmått (1,i båda fallen). Sammantaget tycks det mer detaljerade måttet på stramhet på yrkes- och länsnivå inte påverka individsammansättningens bidrag. För stramhetens betydelse i sig tycks det dock viktigt att ta hänsyn till både län och yrke, och inte bara län. 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 5.3.3 Individegenskaper som inte observeras i data En möjlig förklaring till att interceptet (”jämförelsegruppen”) står för så stor del av försämringen i jobbchans kan vara att de arbetslösa 2015 skiljer sig från samma grupp 2007 med avseende på icke-observerade variabler (”ändrad sortering”). Ett sätt att undersöka betydelsen av sortering på icke-observerade variabler är att inkludera individkomponenten från en löneregression med individ- och företagsspecifik komponent (se avsnitt 3.3).47 Individkomponenten skattas med data för perioden –2007 för de arbetslösa 2007, och 2005–2015 för arbetslösa 2015. En svårighet är att många arbetslösa aldrig har haft ett arbete och därför går det inte att skatta en individkomponent för dem. Urvalet för en skattning där individkomponenten ingår begränsas med andra ord, och begränsningen är sannolikt inte slumpmässig. För att hantera detta är upplägget detsamma som i föregående avsnitt: först skattas en dekomponering med variabeln stramhet på läns- och yrkesnivå för det begränsade urvalet. Sedan jämförs denna skattning med en skattning där även den nya variabeln individkomponent ingår. Eftersom urvalet är detsamma i båda dessa skattningar går det att jämföra dem sinsemellan. Logitskattningar redovisas i tabell 8 i bilaga 2 (jfr kolumn ett med kolumn tre samt två med fyra). Det är svårt att se någon större skillnad mellan modellen med och utan individkomponent. Som förväntat är ett högre värde på individkomponenten förknippat med högre jobbchans. Den exakta tolkningen görs i nästa avsnitt. OB-dekomponeringen redovisas i sista kolumnerna i tabell 2 respektive tabell 12 i bilaga 2. Skattningen för individkomponenten från tabell 12 visar att de arbetslösas sammansättning med avseende på individkomponenten från en löneregression har försämrats marginellt. Ändring i kompositionen av arbetslösa med avseende på variabeln individkomponent har bidragit negativt till matchningen, men bidraget är mycket litet (–0,). I detta urval har jobbchansen minskat , och kompositionsförändringar förklarar av försämringen i jobbchans i båda modellerna (dvs. med respektive utan individkomponent från en löneregression). Av dessa –0,står ändrad individsammansättning för –0,och ändrad stramhet för +0,. Sammantaget verkar betingningen på tidigare anställning, som det begränsade urvalet innebär, i sig leda till en ändrad sortering (3,2 jämfört med 3,73 procentenheters minskning av jobbchansen).