prop · H7034 · 2019-09-17 00:00:00 — De avser att via intervjuer samla kunskap om trångboddhetens effekter på barn och ungdomars hälsa och miljö.49 46Se till exempel Booth, och , In Pursuit of Pathology: The Effects of Human Crowding. 45, no. 5, ss. 873–878, 1980; Lowry, Noise, Space and Light, vol. 299, ss. 1439–1442, 1989; , Health Status and the . Social Science & Medicine, vol. 31, no. 7, ss. 753–762, 1990. 47Goux, och , The effect of overcrowding housing on children’s performance at school. 89, no. 5-6, ss. 797-819, 2005. 48Lien, och evidence on the link between housing environment and children’s educational attainments. 64, no. 2, ss. 408–421, 2008. Hur påverkar trångboddhet barns hälsa och skolgång? 2018. skolgang/ (Hämtad ) 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 Avsnittet inleds med en beskrivning av det analytiska tillvägagångssätt som tillämpas för att besvara frågan om vilka konsekvenser trångboddhet har för vuxna och barn i hushållet. Därefter presenteras den population som studeras och resultaten. Data över bostadsbidragstagare med detaljerad information om hushållens boendesituation har inhämtats från . Från har också hämtats uppgifter om användningen av sjukrespektive föräldraförsäkringen (tillfällig föräldrapenning, TFP). Analyser av hälsa bygger på data från och uppgifter från patientregistret. Avslutningsvis har information om skolbetyg respektive personspecifika uppgifter om ålder, utbildningsnivå och sysselsättning, inhämtats från SCB. För att analysera hur trångboddheten påverkat hälsan för en person som är trångbodd behöver man ställa sig frågan hur hälsan hade sett ut om personen inte varit trångbodd. Den omvända frågan måste ställas för den person som inte varit trångbodd. En jämförelse av hälsan mellan personer som varit, respektive inte varit, trångbodda ger sannolikt inget svar på frågan om trångboddhetens effekter. Orsaken är att det kan finnas systematiska skillnader mellan personer som bor olika stort som är kopplade till deras hälsa. En större och dyrare bostad är exempelvis förknippat med såväl högre inkomst som högre utbildning, faktorer som i sin tur är associerade med bättre hälsa.50 Eftersom vi har tillgång till information om både inkomst och utbildning skulle man kunna justera för dessa skillnader i en analys av trångboddhetens effekter. Problemet är dock att vi inte kan vara säkra på att det inte finns andra faktorer som vi inte kan observera och justera för, som påverkar resultaten. Därmed blir resultaten svårtolkade. För att eliminera risken för att bakomliggande faktorer snedvrider resultaten skulle man ur ett utvärderingsperspektiv helst vilja genomföra ett experiment där slumpen styrde vilka hushåll som skulle vara trångbodda och inte. I en sådan situation skulle hushållen vara helt jämförbara, och eventuella skillnader som uppstod efter att trångboddheten trädde in till fullo kunna hänföras till trångboddheten i sig. I praktiken är det emellertid inte möjligt att låta slumpen bestämma vilka som ska vara trångbodda och inte. Möjligheterna att på ett trovärdigt sätt analysera dess effekter är därför avhängigt att det uppstått en experimentliknande situation på naturlig väg, det vill säga ett så kallat naturligt experiment. Ett exempel på ett sådant kan vara att en ny regel införs som påverkar vissa hushålls sannolikhet att bli 2019. utveckling/livsvillkor/ekonomisk-standard/, (Hämtad ). R I K S R E V I S I O N E N T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T trångbodda men inte andra. Det är en sådan situation som utnyttjas i denna granskning. Som beskrevs i avsnitt 2.3.1 infördes en restriktion i bostadsbidragssystemet som innebar att hushåll inte längre blev kompenserade för boytor över en viss gräns. Det innebar att de som bodde relativt stort fick mindre i bostadsbidrag och därmed incitament att byta till ett mindre boende. I analysen kommer i ett första steg att analyseras hur reformen i bostadsbidrags– systemet påverkade hushållens sannolikhet att flytta till trångboddhet. I en tidigare studie konstaterades en statistiskt säkerställd ökning av hushåll som blev trångbodda som en konsekvens av den införda boyterestriktionen.51 Den ökade trångboddheten återfanns bland hushåll som fick sänkt bostadsbidrag, och därmed bodde större än det restriktionen medgav. På grund av restriktionen flyttade dessa hushåll till boenden som innebar trångboddhet. I ett andra steg används resultatet från steg ett för att analysera vilka effekter trångboddheten hade för individer i hushåll som efter boyterestriktionens införande flyttade till boenden som enligt trångboddhetsnorm 3 uppfyllde kraven för trångboddhet. Ett centralt antagande i analysen är att hushåll som påverkades av reformen inte skiljer sig från dem som inte påverkades. Antagandet kan inte utan vidare antas vara uppfyllt eftersom hushåll som påverkades av reformen i genomsnitt hade ett större boende än övriga. Hushåll i jämförelsegruppen kommer därför att avgränsas till dem vars boendeyta låg precis (max 5 kvm) under boyterestriktionen. På så vis torde de i högre utsträckning vara lika de hushåll vars boyta låg över restriktionen, och som fick sänkt bostadsbidrag. Betydelsen av eventuellt återstående skillnader i bakomliggande faktorer mellan hushåll som påverkades respektive inte påverkades av boyterestriktionen, analyseras och testas för på olika sätt. För det första kommer så kallade placeboanalyser att genomföras. I sådana analyseras effekterna i en eller flera perioder före reformen, det vill säga då några skillnader (effekter) mellan grupperna inte ska förekomma. Om inga effekter konstateras i placebo-analyserna stärks den kausala tolkningen av de eventuella skillnader som framträder mellan grupperna efter reformens införande. För det andra kommer i vissa fall en alternativ analysstrategi att tillämpas för att mäta effekterna, en så kallad skillnad i skillnad-analys. Även denna analys beaktar såväl observerbara som icke-observerbara skillnader mellan grupperna men på ett lite annat sätt än i huvudanalysen. Om resultaten från denna alternativa analysansats överensstämmer med huvudresultaten stärks trovärdigheten i våra resultat. 51Enström Öst, Economic incentives, Housing allowance, and housing consumption: An unintended consequence of a shift in housing policy. Journal of housing economics, vol. 23, ss. 17–27, 2014. 24 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 Eftersom uppgifter om trångboddhet endast återfinns i registret för bostadsbidrag, är analysen är avgränsad till hushåll som mottog bostadsbidrag 1996 och 1997.52 I vilken utsträckning hushåll som lämnar bostadsbidragssystemet också förändrar sin status beträffande trångboddhet har vi ingen uppgift om. I analysen görs därför ett antagande om att status beträffande trångboddhet 1997, också gällde de kommande fem åren som uppföljningsperioden avser. Dessa huvudresultat kommer emellertid att jämföras med resultat där endast de som kvarstår i bostadsbidrag analyseras. 4.2 Beskrivning av den studerade populationen Som konstateras ovan avgränsas analysen till hushåll som mottog bostadsbidrag och som hade en boendeyta som understeg boyterestriktionen med som mest . Endast ensamhushåll boende i hyresrätt inkluderas, det vill säga hushåll där endast en förälder bor. Orsaken till detta är att makar med barn samt boende i äganderätt också påverkades av andra regelförändringar i bostadsbidragssystemet som boyterestriktionen infördes. Dessutom är ensamstående med barn i hyresrätt den grupp som har högst trångboddhet. Inget av hushållen i urvalet kvalificerade som trångbodda 1996. Hushållen, eller snarare föräldrarna i hushållen, presenteras närmare i tabell 2. En uppdelning har gjorts mellan hushåll som fick sänkt bostadsbidrag som en konsekvens av boyterestriktionen (reformgrupp), och de som inte fick det (jämförelsegrupp). Som framgår i tabellen är dessa hushåll i genomsnitt mycket lika, även om statistiskt säkerställda skillnader finns. I mer än nio av tio hushåll var föräldern en kvinna, och genomsnittsåldern var omkring . Föräldrar i hushåll som påverkades av reformen hade i något högre utsträckning (29 jämfört ) en eftergymnasial utbildning och också i genomsnitt något högre disponibel inkomst. En jämförelse för åren som föregick reformen 1997 visar att hushåll som bodde större hade , eller , högre inkomst på årsbasis än dem som bodde mindre. Majoriteten () hade en anställning , och i genomsnitt fanns 1,3 barn i varje hushåll. Noterbart är att hushåll som bodde större och hade högre inkomster också hade en högre bidragsgrundande boendekostnad, cirka 4 900 jämfört med 52Detta gäller tiden innan det så kallade lägenhetsregistret fanns. är ett nationellt register över alla bostadslägenheter. Registret förvaltas av Lantmäteriet och SCB erhåller lägenhetsuppgifter från Lantmäteriet för att producera löpande statistik. Det nationella registret finns . R I K S R E V I S I O N E N T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T per månad.53 Detta förändrades i och med reformen. Bland dem som påverkades av reformen var den genomsnittliga bidragssänkningen med en median på . I förhållande till hushållens disponibla inkomst 1996 förlorade hushållen i urvalet således i genomsnitt. Tabell 2 Beskrivande statistik över hushållen i urvalspopulationen (ensamhushåll) -0,24 (8,18) (8,10) -5,60 I arbete () -0,31 -4,77 Disponibel inkomst åren före reformen (tkr) (41,7) (40,0) (34,6) (33,6) (34,5) (31,5) (0,54) (0,49) (26,3) (9,96) (50,2) (49,3) inkomst, 1996 (tkr) 4 872 (1163) 4 400 (797) boendekostnad, 1996 (kr) Anm.: Antal observationer, hushåll i behandlingsgrupp: 11 817, hushåll i jämförelsegrupp: 8 295. Standardavvikelse inom parentes. 53I analysen kontrolleras för skillnader i bakomliggande faktorer. Om inkomster och hälsa korrelerar positivt och skillnaden i hälsa inte till fullo fångas av inkomsten, skulle en negativ hälsoeffekt av trångboddhet underskattas. 26 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 4.3 Boyterestriktionen ökade trångboddheten I tabell 3 presenteras resultaten från en analys av hur boyterestriktionens införande påverkade sannolikheten att bli trångbodd enligt norm 3. I de två första resultatkolumnerna presenteras resultaten från skattningar av placebo-reformer, det vill säga reformer som inte genomfördes åren som föregick reformen. Detta för att undersöka validiteten gällande resultaten för den riktiga reformen. Resultatet från den faktiska reformen presenteras i kolumn 4. Den visar att införandet av boyterestriktionen ökade trångboddheten, på så vis att de som fick mindre i bostadsbidrag i högre utsträckning än andra flyttade till ett mindre boende som uppfyllde kriterierna för trångboddhet. Skillnaden är statistiskt säkerställd och uppgår till eller 20 procent.54 Om det finns faktorer som styr sannolikheten att flytta till trångboddhet men som inte kan fångas i våra register, finns en risk att resultatet för reformåret inte fångar reformen i sig, utan någonting annat. Ett sätt att testa om så är fallet är att upprepa analysen för år då någon reform inte genomfördes. Inget av resultaten som avser placebo-reformerna (kolumn 2 och 3) uppvisar några statistiskt säkerställda skillnader mellan motsvarande grupper ett och innan reformen. Placebo-resultaten stärker alltså tolkningen att den boyterestriktion som infördes de facto hade betydelse för trångboddheten.55 Tabell 3 Effekt av boyterestriktion på trångboddhet 1996/1997 (reform) (0,003) (0,002) 0,019*** (0,004) Anm.: Resultat från skattningar av linjära sannolikhetsmodeller där trångboddhet (1/0) skattats som en funktion av att ha en boyta över boyterestriktionen. I analyserna har kontrollerats för förälderns kön, ålder, utbildningsnivå, född utrikes, antal barn i hushållet, disponibel inkomst föregående år, sysselsättning föregående år samt län. Antal hushåll, 1994/1995: 26 595, 1995/1996: 45 552, 1996/1997: 20 112. 54Bland hushåll som påverkades av reformen (reformgrupp) var trångbodda 1997. Motsvarande andel i jämförelsegruppen var . Inga hushåll i urvalet var trångbodda 1996. 55Analyser utan kontroll för bakomliggande faktorer ger liknande resultat som de som presenteras. (2014) drog på basis av en skillnad i skillnad-analys samma slutsats som här, det vill säga att införandet av boyterestriktionen ökade trångboddheten bland dem som fick minskat bostadsbidrag. R I K S R E V I S I O N E N T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T 5 Effekter av ökad trångboddhet I detta avsnitt presenteras resultat med avseende på vilka effekter den ökade trångboddheten hade med avseende på föräldrarnas hälsa (antal dagar som inlagd inom sluten vård) samt sjukfrånvaro (sjukpenning respektive sjuk- och aktivitetsersättning) och tillfällig föräldrapenning (vård av barn). Därutöver presenteras hur barnen i hushållen påverkades med avseende på hälsa (antal dagar som inlagd inom sluten vård) samt skolresultat från såväl grundskola som gymnasium. Noterbart är att resultaten fångar såväl lättare (sjukpenning, tillfällig föräldrapenning) som mer allvarlig (dagar som inlagd inom sluten vård) ohälsa. Resultaten avser hushåll som påverkades av förändringen som infördes i bostadsbidragssystemet 1997. Uppföljningsperioden för samtliga utfall är 1996, det vill säga före reformen, , alltså efter reformen. Genom att analysera skillnader mellan grupperna före reformen ges en uppfattning om huruvida grupperna är balanserade, det vill säga att inga systematiska skillnader föreligger redan från början. Detta är viktigt för tolkningen av resultaten i efterperioden. För att kunna säga att trångboddheten haft effekt vill vi se ett mönster som tydligt avviker från föreperioden. 5.1 Effekter för föräldern i hushållet I kolumn 2 i tabell 4 redovisas effekterna av trångboddhet på antalet vårddagar för den vuxna i hushållet.56 Trots en viss negativ skillnad, det vill säga förbättrad hälsa för de som blev trångbodda enligt våra mått, återfanns ingen statistiskt säkerställd skillnad mellan grupperna året före reformen. Med andra ord är grupperna att betrakta som balanserade. Åren efter reformen återfinns negativa och statistiskt säkerställda skillnader mellan grupperna två av åren, 1997 och 1999. Resultaten indikerar att trångboddheten skulle ha minskat antalet vårddagar med . Resultaten är emellertid svårtolkade, dels eftersom statistiskt säkerställda skillnader bara återfinns två av åren, dels eftersom en negativ skillnad Analyserna avser 2SLS-skattningar (”Two-stage least squares”) där första steget för individ i ����������������å�������������������������������������������������������� = ��������0 + ��������1������������������������������������������������������������������������������������������������ + ��������2���������������� + �������������� , , slumptermen, kan antas vara oberoende av ������������������������ = ���������������� + ��������1����������������å������������������������������������������������ �������� + ��������2���������������� + ������������������������ , �������� = 1, … ,5. där utfallsmodellen för år t ges enligt: huruvida man påverkas eller inte av den boyterestriktion i bostadsbidragssystemet som infördes I skattningarna kontrolleras för X, som är en vektor med information om förälderns kön, ålder, utbildningsnivå, huruvida personen är född i eller i annat land, sysselsättning (arbete eller inte) , disponibel inkomst 1996, antal barn i hushållet samt länstillhörighet 1996. skattningar som avser barnen i hushållet kontrolleras därutöver för barnets kön, ålder och födelseland (född utrikes eller inte). 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 fanns mellan grupperna redan året före reformen. Om den negativa skillnaden i förperioden beaktas i analysen är ingen skillnad i efterperioden statistiskt säkerställd.57 Med andra ord kan vi inte dra slutsatsen att trångboddhet skulle haft någon inverkan på föräldrarnas hälsa. Ett liknande mönster och liknande slutsatser kan dras i en analys av effekterna med avseende på användningen av sjukförsäkringen (kolumn 3), det vill säga antalet dagar med ersättning i form av antingen sjukpenning eller sjuk- och aktivitetsersättning. En negativ men inte statistiskt säkerställd skillnad mellan grupperna kan konstateras i föreperioden. I efterperioden återfinns en svagt statistiskt säkerställd skillnad 1999. Eftersom inga skillnader konstateras övriga år finns ingenting som tyder på att trångboddhet skulle ha några effekter på användningen av sjukförsäkringen. I kolumn 4 redovisas avslutningsvis resultaten med avseende på användningen av tillfällig föräldrapenning. Till skillnad från de övriga utfallen finns en svagt statistiskt säkerställd skillnad mellan grupperna redan före reformen. Negativa och statistiskt säkerställda skillnader mellan grupperna återfinns också 1998 och 2001. Vid beaktande av skillnaden i föreperioden försvinner emellertid dessa effekter, varför analysen inte ger stöd för att trångboddhet skulle ha några effekter på användningen av tillfällig föräldrapenning.58 57 Skillnaden i föreperioden har beaktats via en skillnad i skillnad-analys av förändringar i utfall mellan reform- och jämförelsegrupp före och efter reformen. Att jämförelsen står mellan reform- och jämförelsegrupp, och inte mellan trångbodda och ej trångbodda, beror på restriktionen att inget ��������������������� = ����������������, + �������������������������������������������������������������������������������������������������������� + �������������������������������������������������������������������������������������������������������� + hushåll är trångbott före reformen. ������������������������������������������������������������������������������������������������ ∗ �������������������������������������������������������������������������������������������������������� + ���������������� Följande modell har skattats: representerar utfallet för individ t, där X är en vektor med bakgrundsinformation, där efterperiod är en dummyvariabel som fångar utfall fr.o.m. ��������, ��������, �������� 1997, och där reformgrupp motsvarar gruppen som påverkades av införandet av boyterestriktionen. är parametrar som fångar respektive variabels inverkan på utfallet, varav är effektparametern, det vill säga den som fångar kombinationen av att tillhöra reformgruppen i ���������������� är en slumpterm. 58Skillnaden i föreperioden har beaktats i en skillnad-i-skillnad analys, se specifikation ovan. R I K S R E V I S I O N E N T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T Tabell 4 Effekt av trångboddhet på vårdkonsumtion, sjukfrånvaro samt användning av tillfällig föräldrapenning (före reform) -5,88 (5,58) -69,36 (89,62) -5,69* (2,93) -12,66** (5,79) -85,20 (93,69) -4,01 (2,77) (År 1) -4,00 (6,42) -140,33 (101,06) -4,33* (2,60) (År 2) -20,31*** (7,57) -195,15* (111,35) -0,79 (2,36) (År 3) -10,82 (6,80) -144,83 (112,98) -1,21 (2,11) (År 4) (5,31) (114,50) -4,05** (1,96) (År 5) -1,85 (6,02) (120,31) -2,66 (1,82) Anm.: Resultat från årsvisa 2SLS-skattningar av effekterna av trångboddhet där att ha en bostad med boyta större än boyterestriktionen används som instrument. I analyserna har justerats för skillnader i kön, ålder, utbildningsnivå, född utrikes, disponibel inkomst, antal barn i hushållet samt län. Samtliga uppgifter avser 1996. Antal observationer, antal vårddagar och antal dagar med sjukpenning respektive sjuk- och aktivitetsersättning (SA): 20 112, F-värde: 19,49. Antal observationer, antal dagar med tillfällig föräldrapenning: 28 418, F-värde: 31,94. F-värdet fångar reformens validitet, där ett värde omkring 10 eller mer indikerar att reformen ökade trångboddheten för den studerade populationen. */**/*** indikerar statistisk signifikans på 10/5/1-procentsnivå. 30 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 5.2 Effekter för barn i hushållet I tabell 5 redovisas effekterna av trångboddhet för barn med avseende på vårdkonsumtion i form av dagar som inlagd inom sluten vård. I likhet med resultaten för föräldrarna syns inga tecken på förändringar av hälsotillståndet som en konsekvens av trångboddheten. Inte heller när det gäller skolresultat (tabell 6) framträder något tydligt mönster.59 Inga statistiskt säkerställda skillnader i avgångsbetyg kan konstateras från vare sig årskurs 9 eller gymnasiet.60 Tabell 5 Effekt av trångboddhet på vårdkonsumtion (före reform) (3,21) (2,65) (2,97) -5,20 (4,77) (10,89) (5,87) (7,20) Anm.: Resultat från årsvisa 2SLS-skattningar av effekterna av trångboddhet där att ha ett boende större än boyterestriktionen används som instrument. I analyserna har justerats för skillnader i förälderns kön, ålder, utbildningsnivå, född utrikes, disponibel inkomst, antal barn i hushållet, län, samt för skillnader i barnens kön, ålder samt födelseland (född utrikes eller inte). Samtliga uppgifter avser 1996. Antal observationer: 30 545, F-värde: 32,93. F-värdet fångar reformens validitet, där ett värde omkring 10 eller mer indikerar att reformen ökade trångboddheten för den studerade populationen. Eftersom betygsskalorna för både grundskola och gymnasium förändrades under uppföljningsperioden har betygen standardiserats för att göra dem jämförbara . ������������������������ = ��������(��������) + ���������������� �������� + �������������������������������������������������������������������������������������������������������� + ������������������������ , För att analysera reform- och jämförelsegruppens jämförbarhet i föreperioden har skattats: respektive variabels inverkan på utfallet. representerar avgångsbetyget för individ i är en slumpterm. perioden –1996,′ där X är en vektor med bakgrundsinformation och där reformgrupp motsvarar gruppen som påverkades av införandet av boyterestriktionen. är parametrar som fångar vare sig grundskole- eller gymnasiebetyg��������mellan�������� reformgrupp och jämförelsegrupp kan konstateras Inga statistiskt säkerställda skillnader i Analyser har genomförts , samt gemensamt –1996. Resultat erhålls på begäran från författarna. R I K S R E V I S I O N E N T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T Tabell 6 Effekt av trångboddhet på avgångsbetyg i årskurs 9 respektive gymnasiet -0,5 (20,0) (29,8) Anm.: Resultat från årsvisa 2SLS-skattningar av effekterna av trångboddhet där att ha ett boende större än boyterestriktionen används som instrument. I analyserna har justerats för skillnader i förälderns kön, ålder, utbildningsnivå, född utrikes, disponibel inkomst, antal barn i hushållet, län, samt för skillnader i barnens kön och födelseland (född utrikes eller inte). Samtliga uppgifter avser 1996. Årskurs 9, antal obs. 8 877, F-värde: 19,7. Gymnasiet, antal obs: 6 226, F- värde: 9,8. F-värdet fångar reformens validitet, där ett värde omkring 10 eller mer indikerar att reformen ökade trångboddheten för den studerade populationen. En sammanfattande slutsats från analyser av såväl föräldrar som barn i trångbodda hushåll är att det inte finns något stöd för att trångboddheten skulle haft någon inverkan på vare sig hälsa, användningen av socialförsäkringen eller skolresultat. Resultaten påverkas inte av att utvidga jämförelsegruppen till att inkludera hushåll med (i stället för ) mindre boyta än gränsen för boyterestriktionen. På motsvarande sätt påverkas inte resultaten av att avgränsa analysen till hushåll med en boyta med som mest över boyterestriktionen. Resultaten är heller inte känsliga för att tillämpa ett restriktivare mått på trångboddhet.