4 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Harrison, Willis och Ruiz 
  
 4.1 
  
 Inledning 
  
 1 
  
 1990-talet 
  var ett turbulent decennium på den svenska arbets- marknaden. Det kraftiga fallet i den inhemska efterfrågan under åren 1990 till 1993 medförde en snabb minskning av antalet syssel- satta i den privata sektorn. Till skillnad från tidigare konjunktur- svackor då expansion av den offentliga sektorn motverkade ett mera omfattande sysselsättningsfall i ekonomin, minskade den här gången även antalet offentligt anställda. När arbetskraftsefterfrågan sjönk kraftigt inom både privat och offentlig sektor blev följden en arbetslöshetschock (Brown m.fl. 2000). I våra analyser av lång- siktiga förändringar av den svenska lönestrukturen använder vi data från Levnadsnivåundersökningarna år 1968, 1974, 1981, 1991 och 2000. Vid det sista undersökningstillfället, år 2000, hade nedgången i den svenska ekonomin ersatts av en relativt snabb tillväxt och arbetslöshetstalen hade sjunkit påtagligt. I våra analyser kommer vi att besvara frågor om hur lönestrukturen förändrats både under  
 1990-talets 
  turbulens och i ett längre tidsperspektiv som omfattar drygt tre decennier. 
 Den internationellt jämförande forskningen har visat att ojäm- likheten i fråga om lön, inkomst, förmögenhet och andra ekono- miska resurser har ökat i de flesta industriländer under de senaste två decennierna (t.ex. Levy och Murnane 1992; Matthews och Autor 1999). Det finns dock stora variationer mellan länder vad gäller hur mycket den ekonomiska ojämlikheten har förändrats (Atkinson 1999). En jämförelse av lönespridningens förändring mellan tolv  
 OECD-länder 
  visar att trenden var likartad i alla länder under  
 1970-talet 
  vad gäller löneskillnader mellan utbildnings- och/eller yrkesgrupper, nämligen att löneskillnaderna påtagligt minskade (Matthews och Autor 1999). Under  
 1980-talet 
  skilde sig dock länderna 
  
 1  
 Tack till Stuart, Farrell, Jones, Hill, Coleman och bokens redaktörer för värdefulla kommentarer på en tidigare version av kapitlet. 
 121 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 åt. Lönespridningen ökade kraftigt i USA och Storbritannien. En mindre ökning skedde i Sverige, Australien, Kanada och Japan, medan ingen eller en mycket liten förändring skedde i Nederländerna, Frankrike, Tyskland och Italien. Fastän sämre dokumenterade tycks förändringarna under  
 1990-talet 
  också skilja sig åt mellan länder. I vissa länder, t.ex. USA, har den ökade löne- spridningen dessutom åtföljts av stagnerade eller minskade real- löner under de senaste decennierna. Anställda med löner nedanför den första decilen (dvs. de 10 procent av löntagarna som tjänar minst) fick en reallöneminskning med omkring 13 procent mellan 1973 och 1996, medan motsvarande minskning för den median- anställde var 10 procent under denna tidsperiod. Den enda grupp i USA som fick ökade reallöner per timme mellan 1973 och 1996 var den högst avlönade femtedelen av löntagarna (Bell och Western 1999). 
 Även om forskarna i stort sett är överens om att löne- skillnaderna har tenderat att öka i de flesta industriländer, är man inte överens om orsakerna till denna ökning. Vissa författare lägger tonvikten i sina förklaringar på förändrat utbud och efterfrågan på arbetsmarknaden. Eftersom relativlönerna för högre utbildade har ökat trots att deras andel av arbetskraften samtidigt stigit, måste förklaringen – enligt gängse uppfattning – ligga i att efterfrågan på välutbildad arbetskraft har stigit ännu snabbare än utbudet. Frågan uppstår då varför (den relativa) efterfrågan på kvalificerad arbets- kraft skulle ha stigit så snabbt. En vanlig förklaring är att tekno- logisk utveckling är den bakomliggande drivkraften, ofta med ton- vikt på datoriseringens betydelse. Men det finns flera besvärande omständigheter för denna förklaring (se t.ex. Pierce 1996). T.ex. var ökningen i lönespridning, åtminstone i USA, större under  
 1980-talets 
  första del än den har varit senare, medan datoriseringen inom arbetslivet tog fart först mot slutet av  
 1980-talet. 
  Vidare har löneökningarna bland högutbildade varit mindre för personal som är direkt inblandad i teknologisk verksamhet, t.ex. programmerare och ingenjörer, än för andra grupper av tjänstemän med hög utbildning. Mest problematiskt är kanske att produktivitets- utvecklingen stagnerade under den period då kvalifikationskraven anses ha ökat som snabbast. Den teknologiska förändringen skulle alltså ha varit stark nog att vända en halvsekellång trend mot minskande löneskillnader, men ändå för svag för att lyfta pro- duktiviteten (Brown, Green och Reeves 1997; Bell och Western 1999). 
 122 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 En annan tankegång som ofta används för att förklara varför efterfrågan på kvalificerad arbetskraft skulle ha stigit är att det är globaliseringen, främst i form av ökad internationell handel, som ligger bakom. På grund av att nyligen industrialiserade länder med ett relativt lågt löneläge har blivit svåra konkurrenter till de äldre industriländerna vad gäller enklare former av varuproduktion, för- svinner okvalificerade arbeten från de rikare länderna som i stället satsar på mer avancerad tillverkning och service. Följden blir en ökad relativ efterfrågan på kvalificerad arbetskraft. Empiriska studier tyder dock på att förändrad handel inte förklarar mycket av förändringarna i lönespridning (se t.ex. Krugman 1995; Pineda, Williams och Matthews 1997). Den helt dominerande delen av de rika ländernas handel sker mellan varandra. USAs handelsunderskott är t.ex. klart större gentemot Västeuropa och Japan än gentemot andra delar av världen. En variation på globaliseringstemat är att se immigration av okvalificerad arbetskraft från fattigare till mer utvecklade länder som en orsak till försämrade relativlöner för låg- utbildade i industriländerna. Här är de empiriska resultaten, mest baserade på invandring till USA, än så länge osäkra (Pineda m.fl. 1997). 
 Reeves och Castro (2000) kompletterar teserna om tekno- logisk utveckling och globalisering genom att se organisations- utveckling och nya ledningsformer som drivkrafter bakom en ökad efterfrågan på kvalificerad arbetskraft. De utgår från den stora mängden affärs- och managementlitteratur. I dessa har sedan länge hävdats att företagens organisation utvecklas bort ifrån tayloris- tiska ledningsformer i riktning mot mer flexibla ledningssystem, där högre krav ställs på de anställda att fatta självständiga beslut och att utföra kvalificerade arbetsuppgifter. Denna förändring leder enligt Reeves och Castro till två typer av förändringar i före- tagens lönesättning. För det första kommer löneskillnaderna mellan grupper med olika mycket kvalifikation att öka, eftersom den relativa efterfrågan på kvalificerad arbetskraft stiger. Så långt är det fråga om ett komplement till andra typer av förklaringar till ökade löneskillnader efter utbildning. För det andra kommer löne- spridningen  
 inom  
 olika kvalifikationskategorier också att öka, till följd av individuella variationer i social kompetens, omdöme och förmåga att utföra mångsidiga arbetsuppgifter inom respektive kvalifikationskategori (Reeves och Castro 2000:373). Omvand- lingen av arbetets karaktär antas alltså transformera lönestrukturen 
 123 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 i riktning mot en allmänt ökad ojämlikhet via en stigande avkastning på såväl formellt som informellt humankapital. 
 Det finns ett viktigt förbehåll i flera av de analyser som förklarar den ökade ojämlikheten i lön med att arbetsgivarnas efterfrågan på kvalifikationer har förändrats. Lönespridningen antas bli påverkad endast i den utsträckning som lönesättningen är följsam gentemot marknaden, dvs. flexibel i relation till förändringar i utbud och efterfrågan på olika typer av arbetskraft. Om lönesättningen är mer rigid, så kan förändringar i efterfrågan i stället antas ha effekter på skillnader i arbetslöshetsrisker mellan olika kvalifikationsgrupper. USA och Storbritannien brukar nämnas som typiska exempel på länder med flexibla (marknadsrörliga) löner, medan större delen av Västeuropa utom Storbritannien ses som länder med rigid löne- sättning. Nu är det knappast rättvisande att gruppera industri- länderna efter en så enkel indelning. Rimligen är det i stället fråga om ett kontinuum mellan flexibel och mindre flexibel lönesättning, med gradskillnader mellan olika länder och även mellan delar av arbetsmarknaden inom länder. Om efterfrågan på kvalifikationer verkligen har förändrats på det ganska dramatiska sätt som många forskare hävdar, så bör löneskillnaderna ha påverkats i märkbar omfattning även i Sverige om än inte lika mycket som i t.ex. USA. 
 Andra författare hävdar i stället att de ökade löneskillnaderna snarare beror på institutionella förändringar – fackförenings- rörelsens minskande inflytande främst pga. minskad organisations- grad, en förändrad statlig politik och i vissa länder en minskad betydelse av minimilöner samt ändrade normer vid lönesättningen. I en omfattande genomgång av forskningsläget drar Matthews och Autor  
 (1999:1503–1504) 
  slutsatsen att mönstren i de empiriska resultaten tyder på att arbetsmarknadsinstitutioner och regleringar spelar en stor roll, men att skillnader i utbuds- och efterfråge- faktorer mellan länder också tycks spela en roll. Forsknings- resultaten visar att det antingen har skett en skarp nedgång i relativlöner för de minst kvalificerade på arbetsmarknaden, eller att det har skett en skarp uppgång i arbetslösheten för denna grupp, trots att det relativa utbudet av högutbildade personer har ökat starkt. (Dock finns inget tydligt internationellt mönster så att länder med större ökningar i arbetslöshetstal för lågutbildade har haft mindre nedgångar i relativlönerna för samma grupp.) Detta tyder enligt dessa författare på att det finns en gemensam för- ändring i arbetskraftsefterfrågan som missgynnar de minst kvalifi- cerade. 
 124 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Vad gäller Sverige har tidigare forskning visat att den generella lönespridningen minskade starkt från slutet av  
 1960-talet 
  fram till första hälften av  
 1980-talet. 
  Därefter har löneskillnaderna ökat igen (le Grand 1994; Young och Smith 1995; Brown m.fl. 2000). Det är dock oklart hur stor denna ökning i löneojämlikhet är. Olika författare kommer fram till delvis olika slutsatser på basis av olika datakällor. Trots den ökning i löneskillnaderna som skedde under  
 1980-talet 
  var ändå lönespridningen 1991 mindre i Sverige än i många andra industriländer. 
 Den stora minskningen av löneskillnader i Sverige under 1970- talet har förklarats främst som en effekt av den fackliga löne- politiken som syftade till att höja lönerna för de sämst betalda (Hibbs 1990). Vissa ekonomer har dock argumenterat för att löne- skillnadernas förändringar även drivits av marknadskrafterna (t.ex. Young och Smith 1995, Young och Topel 1997). Sedan 1983 har det svenska förhandlingssystemet med tre förhandlingsnivåer – nationell, branschmässig och lokal nivå – förändrats. Successivt har de nationella koordinerande inslagen i löneförhandlingarna minskat i betydelse, medan branschavtalen fått ökad betydelse. Situationen fr.o.m. mitten av  
 1980-talet 
  kan beskrivas som att graden av centralisering har blivit mer varierande. Det är rimligt att anta att detta har påverkat löneskillnaderna på den svenska arbets- marknaden. 
 Den offentliga lönestatistiken publicerade länge separata rapporter för olika grupper av anställda baserade på de löner som arbetsgivare utbetalat under en viss period. Sedan 1992 presenteras emellertid lönestatistik över arbetsmarknaden som helhet och man redovisar även skattad månadslön omräknad till heltidsekvivalenter för alla anställda, inklusive arbetare, vilket underlättar jämförelser mellan olika sektorer och grupper i ekonomin. Trots alla dess förtjänster är det på basis av dessa data svårt att få en samlad uppfattning om den förändring i lönestrukturen som sker i ett längre perspektiv. 
 Tidigare svenska studier visar på en rad förändringar i löne- strukturen. För det första att löneskillnaderna fortsatte att öka under  
 1990-talet. 
  Detta är slutsatsen från SCBs lönestatistik liksom från jämförelser av heltids- och helårsarbetandes årsinkomster (Brown m.fl. 2000). En genomgång av löneförändringar mellan 1994 och 2000 som LO utfört på basis av SCBs lönestatistik visar, för det andra, att lönerna – mätta som månadslön i heltids- ekvivalenter – i genomsnitt ökade med omkring 25 procent i nomi- 
 125 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 nella termer under denna sexårsperiod (LO 2001). Eftersom inflationen var låg under denna tid innebär det en stor genom- snittlig reallöneökning – omkring 19 procent (egna beräkningar på basis av förändringar i konsumentprisindex). För det tredje visar  
 LO-rapporten 
  att löneökningen varit större för tjänstemän än arbetare och större inom privat än offentlig sektor. En mer fin- fördelad sektoruppdelning visar dock att anställda inom konkur- rensutsatt varuproduktion och i landstingen hade en positiv löneutveckling, medan kommunalanställda och anställda i hemma- marknadens varuproduktion i genomsnitt hade en relativt svag löneutveckling. Män erhöll något större genomsnittliga löne- ökningar än kvinnor. Däremot var löneökningen inom sex olika sektorer genomgående desamma för kvinnor och män. Anställda inom branschgruppen kreditinstitut och försäkringsbolag hade den klart bästa löneutvecklingen 1994 till 2000 med mer än 40 pro- cents ökning i nominella termer. De sektorer som hade den sämsta löneutvecklingen var kommunal verksamhet inom vård, skola och barnomsorg samt statlig högre utbildning med något över 20 pro- cents ökning. Privatanställda kvinnor hade en högre löneöknings- takt än offentliganställda kvinnor, medan privat- och offentlig- anställda män erhöll ungefär lika stora löneökningar. Det medförde att kvinnors och mäns löner ökade i ungefär samma takt, trots att lönerna ökade långsammare inom den kvinnodominerade offentliga sektorn än i den mansdominerade privata sektorn (LO 2001:4). 
 I de flesta tidigare undersökningar studeras antingen föränd- ringar av lönestrukturen under en relativt kort tidsperiod eller situationen för en avgränsad grupp anställda. I andra studier mäter man årsinkomst, i bästa fall med viss korrigering för arbetstidens längd under året. På grundval av Levnadsnivåundersökningarna har vi på flera sätt unika möjligheter att komplettera tidigare studier. För det första kan vi studera förändringar under en relativt lång tidsperiod – en tredjedel av ett sekel, från 1968 till 2000. För det andra kan vi beskriva och analysera lönestrukturens förändring efter specifika dimensioner som kön, sektor, klass, utbildning och erfarenhet. För det tredje kan vi relatera lönen till viktiga egen- skaper hos individens arbete, t.ex. kvalifikationskrav och lednings- ansvar. 
 Det lönebegrepp vi kommer att använda i kapitlet är bruttolön per timme som räknas ut på basis av uppgifter om den anställdes löneform (lön per timme, vecka, månad eller annan period) och det 
 126 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 antal timmar personen arbetar per vecka. 
 2  
 Det bör dock observeras att anställda kan erhålla andra ersättningar som inte ingår i detta lönemått, exempelvis olika förmåner i arbetet, såsom tjänstebil, fri bostad etc. Vidare är olika former av optioner, aktier och annan vinstdelning normalt inte inräknade i den löneuppgift som vårt timlönemått baseras på. 
 Vi övergår därmed till att beskriva löneskillnadernas förändring under tre decennier för olika kategorier av anställda samt att i viss mån ange möjliga förklaringar till de förändringar vi finner. I fokus står de förändringar som skett under  
 1990-talet. 
  Kapitlet har föl- jande uppläggning. Först beskrivs den totala lönespridningens och reallönernas förändring mellan 1968 och 2000. Därefter beskrivs löneskillnadernas förändring efter ett antal dimensioner: utbild- ningslängd och arbetslivserfarenhet, mellan privat och offentlig sektor, mellan kvinnor och män, mellan anställda med och utan utländsk härkomst samt mellan samhällsklasser. Till sist under- söker vi hur löneutvecklingen sett ut för personer som var anställda både 1991 och 2000. Vi försöker här besvara frågor om vad kön, ålder, utbildning, klass, sektor samt chefs- och arbetsledarposition har betytt för den löneutveckling man erhållit under  
 1990-talet. 
  Kapitlet avslutas med en sammanfattande diskussion av resultaten. 
 Del A. Lönestrukturens förändring 
 3 
  
 4.2 
  
 Den totala lönespridningens förändring 
  
 4.2.1 
  
 Relativa skillnader 
  
 Förändringar i de generella skillnaderna i relativlöner mellan 1968 och 2000 framgår av Figur 1 och Tabell 1. I Figur 1 mäts löne- spridningen som procentuella skillnader mellan, å ena sidan, lönen vid den 10:e percentilen (dvs. lönenivån som råder för den individ som har den högsta lönen bland de tio procent lägst avlönade) och, å den andra sidan, lönerna vid den 25:e, 50:e, 75:e respektive 90:e percentilen. Figuren visar tydligt den dramatiska minskning i löne- spridning som skedde mellan 1968 och 1974 samt hur denna minskning fortsatte fram till 1981. Under  
 1980-talet 
  började löne- skillnaderna öka och denna ökning fortsatte under  
 1990-talet. 
  År 
  
 2  
 Den fråga som respondenten besvarar är Hur många timmar är Din ordinarie veckoarbetstid? 
  
 3  
 För samtliga analyser i detta kapitel gäller att den studerade populationen omfattar anställda personer mellan 19 och 65 år med en arbetstid på minst 10 timmar per vecka. 
 127 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 2000 var löneskillnaderna grovt sett tillbaka vid den nivå som rådde 1974. Det är dock långt kvar innan vi har lika stora löneskillnader som 1968. 
  
 Figur 1.  
 Relativa löneskillnader i procent mellan percentilgrupper  
 1968–2000 
  (10e percentilen = 0) 
  
 Löneskillnader % 
  
 160 
  
 140 
  
 120 
  
 1968 
  
 100 
  
 1974 
  
 1981 
  
 80 
  
 1991 
  
 60 
  
 2000 
  
 40  
  
 20 
  
 0 
  
 10 
  
 25 
  
 50 
  
 75 
  
 90 
  
 Percentiler 
 Tabell 1 visar mer detaljerat hur lönespridningen har förändrats under de senaste 30 åren. De sex första raderna i tabellens fem paneler presenterar olika mått på den generella lönespridningen. De fyra första är vanliga sammanfattande mått på fördelningens sprid- ning. Ju högre dessa koefficienter är desto större är löne- skillnaderna. Av panel (A) i tabellen (samtliga anställda) ser vi att alla måtten, utom det sista, påvisar att lönespridningen ökade mellan 1991 och 2000. År 1991 var kvoten P90/P10 1,92, vilket innebär att lönen vid den 90:e percentilen var 1,92 gånger (dvs. 92 procent) större än lönen vid den 10:e percentilen. År 2000 hade denna skillnad ökat till 2,00, dvs. samma värde som 1974. De två sista raderna – P90/P50 och P50/P10 – jämför löneskillnaden mellan den 90:e och den 50:e percentilen, respektive mellan den 50:e och den 10:e percentilen. Vi ser att den generella ökning av 
 128 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 lönespridningen som skedde under  
 1990-talet 
  berodde på att lönerna i den övre delen av lönefördelningen ökade, medan löne- skillnaderna i den lägre delen av lönefördelningen var oförändrade eller t.o.m. minskade något. Detta är också anledningen till att variationskoefficienten ökar betydligt mer än exempelvis Gini- koefficienten. Det förra måttet är nämligen betydligt känsligare för förändringar som sker i toppen av fördelningen. 
 Panel (B) och (C) i Tabell 1 visar lönespridningen för de fem åren separat för kvinnor och män. Löneskillnaderna har ökat under  
 1990-talet 
  både bland kvinnor och män, men ökningen är något större bland män speciellt i de övre delarna av lönefördelningen. Generellt för alla de år som redovisas gäller att löneskillnaderna är mycket större bland män än bland kvinnor, vilket förstås har sin förklaring i att det finns relativt få kvinnor med mycket höga löner. 
 Av panel (D) och (E) i tabellen, som redovisar lönespridningen inom privat och offentlig sektor, framgår att lönespridningen ökat relativt mycket inom privat sektor, medan ökningen varit måttlig eller enligt vissa mått obefintlig inom offentlig sektor under 1990- talet. Inom privat sektor har löneskillnaderna ökat inom både den övre och den nedre delen av fördelningen. Inom offentlig sektor har skillnaderna ökat något i den övre delen, medan skillnaderna däremot minskat något i den nedre delen av fördelningen. 
 129 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 Tabell 1.  
 Olika mått på spridningen av timlön  
 1968–2000 
  
 (A) Alla anställda 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Variationskoefficient 
  
 0,48 
  
 0,36 
  
 0,32 
  
 0,35 
  
 0,47 
  
 Standardavv. av log 
  
 0,43 
  
 0,33 
  
 0,27 
  
 0,29 
  
 0,31 
  
 Gini-koefficient 
  
 0,23 
  
 0,18 
  
 0,15 
  
 0,17 
  
 0,18 
  
 P90/P10 
  
 2,52 
  
 2,00 
  
 1,82 
  
 1,92 
  
 2,00 
  
 P90/P50 
  
 1,74 
  
 1,50 
  
 1,46 
  
 1,48 
  
 1,56 
  
 P50/P10 
  
 1,44 
  
 1,33 
  
 1,25 
  
 1,30 
  
 1,29 
  
 N 
  
 2 771 
  
 2 901 
  
 3 230 
  
 3 280 
  
 2 967 
  
 (B) Män 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Variationskoefficient 
  
 0,46 
  
 0,35 
  
 0,33 
  
 0,37 
  
 0,54 
  
 Standardavv. av log 
  
 0,38 
  
 0,30 
  
 0,28 
  
 0,31 
  
 0,34 
  
 Gini-koefficient 
  
 0,22 
  
 0,17 
  
 0,16 
  
 0,18 
  
 0,20 
  
 P90/P10 
  
 2,43 
  
 1,98 
  
 1,90 
  
 2,06 
  
 2,16 
  
 P90/P50 
  
 1,72 
  
 1,52 
  
 1,50 
  
 1,55 
  
 1,64 
  
 P50/P10 
  
 1,41 
  
 1,30 
  
 1,27 
  
 1,33 
  
 1,32 
  
 N 
  
 1 709 
  
 1 685 
  
 1 709 
  
 1 654 
  
 1 516 
  
 (C) Kvinnor 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Variationskoefficient 
  
 0,42 
  
 0,29 
  
 0,24 
  
 0,25 
  
 0,31 
  
 Standardavv. av log 
  
 0,43 
  
 0,30 
  
 0,23 
  
 0,23 
  
 0,25 
  
 Gini-koefficient 
  
 0,20 
  
 0,15 
  
 0,12 
  
 0,13 
  
 0,14 
  
 P90/P10 
  
 2,24 
  
 1,84 
  
 1,62 
  
 1,71 
  
 1,79 
  
 P90/P50 
  
 1,62 
  
 1,39 
  
 1,31 
  
 1,37 
  
 1,41 
  
 P50/P10 
  
 1,39 
  
 1,33 
  
 1,23 
  
 1,25 
  
 1,27 
  
 N 
  
 1 062 
  
 1 216 
  
 1 521 
  
 1 626 
  
 1 451 
  
 (D) Privat sektor 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Variationskoefficient 
  
 0,48 
  
 0,35 
  
 0,34 
  
 0,38 
  
 0,53 
  
 Standardavv. av log 
  
 0,42 
  
 0,32 
  
 0,29 
  
 0,31 
  
 0,34 
  
 Gini-koefficient 
  
 0,22 
  
 0,17 
  
 0,16 
  
 0,18 
  
 0,20 
  
 P90/P10 
  
 2,39 
  
 1,95 
  
 1,86 
  
 2,01 
  
 2,16 
  
 P90/P50 
  
 1,61 
  
 1,47 
  
 1,49 
  
 1,54 
  
 1,62 
  
 P50/P10 
  
 1,48 
  
 1,33 
  
 1,25 
  
 1,31 
  
 1,34 
  
 N 
  
 1 917 
  
 1 799 
  
 1 774 
  
 1 789 
  
 1 749 
  
 130 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Tabell 1.  
 Olika mått på spridningen av timlön  
 1968–2000 
  (forts.) 
  
 (E) Offentlig sektor 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Variationskoefficient 
  
 0,49 
  
 0,37 
  
 0,28 
  
 0,29 
  
 0,33 
  
 Standardavv. av log 
  
 0,45 
  
 0,34 
  
 0,26 
  
 0,25 
  
 0,26 
  
 Gini-koefficient 
  
 0,24 
  
 0,18 
  
 0,14 
  
 0,14 
  
 0,15 
  
 P90/P10 
  
 2,82 
  
 2,06 
  
 1,75 
  
 1,80 
  
 1,80 
  
 P90/P50 
  
 1,91 
  
 1,54 
  
 1,40 
  
 1,41 
  
 1,45 
  
 P50/P10 
  
 1,48 
  
 1,34 
  
 1,25 
  
 1,27 
  
 1.24 
  
 N 
  
 854 
  
 1 102 
  
 1 453 
  
 1 486 
  
 1 193 
  
 Not: Varationskoefficienten = standardavvikelsen/medelvärdet Standardavv. av log = standardavvikelsen av ln(timlön) 
  
 Gini-koefficienten 
  = (1/(2n 
 2 
 2))  
 $$|w 
 i 
 -w 
 J 
 |, 
  där 2 är medelvärdet, n är antal anställda och w 
 i  
 är individ is lön. 
 Sammanfattningsvis har löneskillnaderna ökat under  
 1990-talet. 
  Ökningen är relativt stor, speciellt inom privat sektor, och utgör en fortsättning av den trend som började under  
 1980-talet. 
  De ökningar i löneskillnaderna som skedde under  
 1990-talet 
  beror på att det är de högst betalda jobben som betalas ännu högre. I övrigt har inga stora förändringar skett i den generella lönespridningen. 
  
 4.2.2 
  
 Reallönernas förändring 
  
 Tabell 2 visar lönerna omräknade i 2000 års penningvärde för olika år på olika nivåer i lönefördelningen. Huvudresultatet är att real- lönerna ökade dramatiskt under  
 1990-talet, 
  både för lågavlönade och högavlönade anställda. För personer med höga relativlöner – vid den 90:e percentilen – minskade reallönerna något  
 (-2,0 
  pro- cent) mellan 1968 och 1981. Under  
 1980-talet 
  erfor denna hög- lönegrupp en ökning (cirka 6 procent ökad reallön) och under  
 1990-talet 
  en mycket stark ökning – cirka 29 procent mellan 1991 och 2000. 
 4  
 Medianlönerna (den 50:e percentilen) ökade med nästan 18 procent mellan 1968 och 1974. Mellan 1974 och 1991 skedde en liten ökning – knappt 4 procent. Mellan 1991 och 2000 var ökningen av medianlönen emellertid så stor som 22 procent. Real- lönerna för låglönegruppen – den 10:e percentilen – uppvisar en till 
  
 4  
 Siffran 29 procent framgår inte direkt av Tabell 2, men kan beräknas utifrån uppgifterna i tabellen:  
 (1,337-1,039)/1,039 
  = 0,287. 
 131 
 Lönestrukturens förändring i Sverige SOU 2001:53 
 medianlönegruppen snarlik förändring. Mellan 1968 och 1974 var reallöneökningen hela 27 procent, mellan 1974 och 1991 nästan 7 procent och mellan 1991 och 2000 var löneökningen cirka 24 procent för anställda vid den 10:e percentilen. För hela perioden 1968 till 2000 ökade reallönerna med 68 procent vid den 10:e percentilen, med 50 procent vid den 50:e percentilen och med 34 procent vid den 90:e percentilen. 
 Panel B och C visar reallöneutvecklingen separat för kvinnor och män. Sett över hela perioden 1968 till 2000 har kvinnor haft mycket större reallöneökningar än män. De relativa reallöneökningarna under  
 1990-talet 
  har dock varit ungefär desamma för kvinnor och män inom respektive nivå i fördelningen. 
 Av de två sista panelerna (D och E) i Tabell 2 framgår att reallöneutvecklingen från 1968 till 2000 skiljer sig mycket starkt åt mellan privat- och offentliganställda, speciellt gäller detta för an- ställda med höga relativlöner. Medan privatanställda vid den 90:e percentilen hade en reallöneökning på cirka 18 procent mellan 1968 och 1991, erfor offentliganställda vid den 90:e percentilen en  
 sänkning  
 av reallönerna med hela 17 procent under denna period. Även på lägre nivåer i lönefördelningen hade privatanställda en gynnsammare reallöneutveckling än offentliganställda mellan 1968 och 1991. Under  
 1990-talet 
  erhöll privatanställda vid den 90:e percentilen en reallöneökning på 32 procent, medan mot- svarande ökning i den offentliga sektorn var 25 procent. I mitten och i nedre delen av fördelningen var däremot sektorsskillnaderna relativt små under  
 1990-talet. 
  Under hela perioden 1968 till 2000 ökade reallönerna med endast 4.4 procent vid den 90:e percentilen bland offentliganställda, jämfört med nästan 56 procent för motsvarande grupp i privat sektor. Medianlönen ökade med 56 pro- cent i privat sektor, men endast 38 procent i offentlig sektor mellan 1968 och 2000. Bland låglönegrupperna (10:e percentilen) är sektorsskillnaderna mindre: 72 procent respektive 64 procent real- löneökning 1968 till 2000 i privat och offentlig sektor. 
 Sammanfattningsvis har alltså reallönerna ökat mycket kraftigt i Sverige under  
 1990-talet, 
  en period då samtidigt sysselsättningen föll och arbetslösheten ökade kraftigt. Det kan diskuteras vilka de politiska och ekonomiska implikationerna av denna utveckling är. Detta faller dock utanför ramen för kapitlet. Vi kan emellertid konstatera att förändringsmönstret i Sverige skiljer sig mycket tyd- ligt från det i t.ex. USA. Som ovan nämnts visar Bell och Woods (1999) att timlöneersättningen för amerikanska anställda 
 132 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 stagnerade eller föll mellan 1973 och 1996 med undantag för dem som har de allra högsta lönerna. Anställda i USA tycks, åtminstone till viss del, ha kompenserat de fallande reallönerna per timme med att arbeta fler timmar. Årslönerna i USA tycks därför inte ha fallit på samma sätt som lönerna per timme. 
 5 
  
 Tabell 2.  
 Procentuella förändringar i reallön (kr. per timme i 2000 års penningvärde) i jämförelse med reallönen år 1968 (procent) 
  
 (A) Alla anställda 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 10:e percentilen 
  
 27,4 
  
 35,3 
  
 35,8 
  
 68,0 
  
 50:e percentilen 
  
 17,6 
  
 17,2 
  
 22,2 
  
 49,7 
  
 90:e percentilen 
  
 1,2 
  
 -2,0 
  
 3,9 
  
 33,7 
  
 (B) Kvinnor 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 10:e percentilen 
  
 32,7 
  
 47,3 
  
 53,6 
  
 88,3 
  
 50:e percentilen 
  
 26,9 
  
 30,6 
  
 37,9 
  
 72,3 
  
 90:e percentilen 
  
 8,9 
  
 5,9 
  
 17,1 
  
 50,3 
  
 (C) Män 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 10:e percentilen 
  
 25,5 
  
 27,2 
  
 26,8 
  
 55,7 
  
 50:e percentilen 
  
 15,6 
  
 14,1 
  
 19,7 
  
 45,1 
  
 90:e percentilen 
  
 2,3 
  
 -0,6 
  
 8,0 
  
 38,5 
  
 (D) Privat sektor 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 10:e percentilen 
  
 30,7 
  
 38,8 
  
 41,1 
  
 72,2 
  
 50:e percentilen 
  
 17,6 
  
 17,2 
  
 23,9 
  
 Cox 
  
 90:e percentilen 
  
 6,9 
  
 7,9 
  
 18,1 
  
 56,0 
  
 (E) Offentlig sektor 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 10:e percentilen 
  
 24,2 
  
 32,1 
  
 30,8 
  
 63,9 
  
 50:e percentilen 
  
 12,5 
  
 11,6 
  
 12,9 
  
 37,5 
  
 90:e percentilen 
  
 -8,7 
  
 -18,1 
  
 -16,7 
  
 4,4 
  
 Not: för information om N för respektive grupp och år, se Tabell 1. 
  
 5  
 Se t.ex. den sammanställning av amerikansk statistik om timlöner, familjeinkomster och årsarbetstimmar som Economic Policy Institute redovisar på http://epinet.org/dznational.html. 
 133 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 4.3 
  
 Löneskillnader efter utbildningslängd och erfarenhet 
  
 Tabell 3 visar resultaten av en serie av löneregressioner som är vanliga inom den humankapitalteoretiska traditionen (s.k. Mincer- modeller). Det logaritmerade värdet på timlön utgör den beroende variabeln och de oberoende variablerna (prediktorerna) är utbild- ningsår, erfarenhet (dvs. antal förvärvsarbetsår) och erfarenhet i kvadrat. Modellen bygger på antaganden om att såväl utbildning som erfarenhet är investeringar som individen gör i syfte att erhålla en ekonomisk avkastning (Mincer 1974; se t.ex. Brown m.fl.  
 2000:123–139 
  för en svensk översikt). Under utbildningstiden tar individen på sig vissa kostnader, framför allt i form av utebliven förvärvsinkomst, som han eller hon räknar med att få tillbaka genom att lönen efter utbildningen blir högre än den annars skulle ha varit. Även arbetslivserfarenheten ses som en form av utbildning som individen genomgår och som omfattar all kunskapsinhämtning i arbetet, från formella kurser till att mer informellt lära sig av sina kolleger. Eftersom den kvarvarande tiden att hämta in investerings- kostnader förkortas i takt med att individen blir äldre, tenderar utbildningsinnehållet i arbetet att minska under loppet av ett yrkes- liv. Den ekonomiska avkastningen av erfarenhet antas därmed vara avtagande över individens tid i arbetslivet, och den kvadratiska erfarenhetstermen i modellen (som förväntas vara negativ) är avsedd att fånga upp detta krökta samband med lön. Koefficien- terna kan tolkas som ungefärliga proportionella löneförändringar för en enhets förändring på den oberoende variabeln. I den första panelen (A) analyseras kvinnor och män tillsammans och löne- skillnaden mellan könen fångas upp med en binär variabel som antar värde 1 om den anställda är en kvinna och 0 om den anställde är en man. I panelerna B och C redovisas resultaten av separata ana- lyser för kvinnor och män, medan privat och offentlig sektor studeras separat i panelerna D och E. 
 Av Turner i tabellen framgår att lönepremien för utbildning minskade påtagligt från 1968 fram till 1991 för att sedan öka något under  
 1990-talet. 
  År 1968 ökade lönen i genomsnitt med cirka 8,5 procent för varje ytterligare utbildningsår, medan motsvarande ökning var 5,1 procent 1974, 4,6 procent 1981, 4,4 procent 1991 och 4,8 procent 2000. 
 Även om löneskillnaderna efter utbildningslängd ökade något under  
 1990-talet, 
  tycks lönepremien för erfarenhet, dvs. antal år i 
 134 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 arbetskraften, ha minskat trendmässigt från 1968 fram till år 2000. En person som inträdde i arbetskraften 1968 erhöll i genomsnitt cirka 3,5 procents löneökning under det första året, men bara 2,1 procent 1991 och 1,8 procent 2000. Den negativa koefficienten för erfarenhet i kvadrat innebär att löneökningstakten efter erfarenhet tenderar att minska ju fler år en person förvärvsarbetat. Denna minskning av löneökningstakten med ökad erfarenhet har systematiskt minskat från 1968 och framåt (dvs. den negativa koefficienten för erfarenhet i kvadrat har minskat). 
 Jämförelser mellan koefficienterna i panelerna B och C visar att kvinnor och män erhöll ungefär samma lönepremie efter utbild- ningslängd och arbetsmarknadsdeltagande 1968 och 1974. Sedan dess har dock kvinnor erhållit mindre lönekompensation än män för sin utbildning och erfarenhet. Könsskillnaden i utbildnings- premien var ungefär lika stor år 2000 som 1991. (Löneskillnaderna mellan kvinnor och män behandlas mer ingående i avsnitt 4.5 nedan.) 
 Löneskillnaderna mellan könen är i Sverige relaterade till skill- naderna mellan privat och offentlig sektor, eftersom kvinnor är kraftigt överrepresenterade i offentlig och män i privat sektor. Jämförelser mellan koefficienterna i privat och offentlig sektor (panelerna D och E) följer därför liknande mönster som de mellan män och kvinnor. I den privata sektorn har avkastningen på utbildning ökat sedan 1974 (från 4,9 procent till cirka 6 procent år 2000). I den offentliga sektorn har dock avkastningen sjunkit från 5,2 procent 1974 till 4,4 procent 2000. Privatanställda fick alltså en klart större avkastning på sin utbildning år 2000 än offentlig- anställda. 
 Även om sektorstillhörigheten kan förklara en del av köns- skillnaden i avkastning på humankapital, såsom det mäts här med utbildning och erfarenhet, är inte detta hela förklaringen. Mer ingående analyser, som inte redovisas här i tabellform, visar nämligen att lönepremien för utbildning och erfarenhet är mindre för kvinnor än för män i såväl den privata som den offentliga sektorn. 
 135 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 Tabell 3.  
 Lönepremier av utbildning och erfarenhet. OLS- regressioner med log(timlön) som beroende variabel 
  
 (A) Män+Kvinnor 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Erfarenhet 
  
 0,035 
  
 0,029 
  
 0,023 
  
 0,021 
  
 0,018 
  
 Erfarenhet i kvadrat 
  
 -0,00058 
  
 -0,00048 
  
 -0,00034 
  
 -0,00028 
  
 -0,00023 
  
 Kvinna=1 
  
 -0,274 
  
 -0,205 
  
 -0,142 
  
 -0,171 
  
 -0,180 
  
 Utbildningsår 
  
 0,085 
  
 0,051 
  
 0,046 
  
 0,044 
  
 0,048 
  
 R 
 2 
  
 0,430 
  
 0,369 
  
 0,367 
  
 0,355 
  
 0,289 
  
 8 av residualen 
  
 0,323 
  
 0,259 
  
 0,218 
  
 0,231 
  
 0,262 
  
 N 
  
 2 764 
  
 2 897 
  
 3 158 
  
 3 280 
  
 2 954 
  
 (B) Män 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Erfarenhet 
  
 0,036 
  
 0,031 
  
 0,026 
  
 0,025 
  
 0,021 
  
 Erfarenhet i kvadrat 
  
 -0,00059 
  
 -0,00051 
  
 -0,00038 
  
 -0,00034 
  
 -0,00026 
  
 Utbildningsår 
  
 0,086 
  
 0,052 
  
 0,051 
  
 0,049 
  
 0,054 
  
 R 
 2 
  
 0,371 
  
 0,284 
  
 0,301 
  
 0,293 
  
 0,248 
  
 8 av residualen 
  
 0,299 
  
 0,255 
  
 0,237 
  
 0,258 
  
 0,292 
  
 N 
  
 1 706 
  
 1 683 
  
 1 686 
  
 1 654 
  
 1 508 
  
 (C) Kvinnor 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Erfarenhet 
  
 0,036 
  
 0,027 
  
 0,020 
  
 0,017 
  
 0,015 
  
 Erfarenhet i kvadrat 
  
 -0,00066 
  
 -0,00047 
  
 -0,00031 
  
 -0,00026 
  
 -0,00020 
  
 Utbildningsår 
  
 0,084 
  
 0,050 
  
 0,040 
  
 0,038 
  
 0,042 
  
 R 
 2 
  
 0,288 
  
 0,237 
  
 0,273 
  
 0,258 
  
 0,210 
  
 8 av residualen 
  
 0,357 
  
 0,262 
  
 0,193 
  
 0,196 
  
 0,224 
  
 N 
  
 1 058 
  
 1 214 
  
 1 472 
  
 1 626 
  
 1 446 
  
 (D) Privat sektor 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Erfarenhet 
  
 0,036 
  
 0,030 
  
 0,025 
  
 0,025 
  
 0,023 
  
 Erfarenhet i kvadrat 
  
 -0,00060 
  
 -0,00050 
  
 -0,00038 
  
 -0,00035 
  
 -0,00031 
  
 Utbildningsår 
  
 0,081 
  
 0,049 
  
 0,052 
  
 0,054 
  
 0,061 
  
 Kvinna=1 
  
 -0,317 
  
 -0,236 
  
 -0,160 
  
 -0,173 
  
 -0,151 
  
 R 
 2 
  
 0,389 
  
 0,361 
  
 0,359 
  
 0,356 
  
 0,311 
  
 8 av residualen 
  
 0,325 
  
 0,253 
  
 0,230 
  
 0,249 
  
 0,279 
  
 N 
  
 1 912 
  
 1 797 
  
 1 740 
  
 1 795 
  
 1 739 
  
 136 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Tabell 3.  
 Lönepremier av utbildning och erfarenhet. OLS- regressioner med log(timlön) som beroende variabel (forts.) 
  
 (E) Offentlig sektor 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Erfarenhet 
  
 0,033 
  
 0,027 
  
 0,020 
  
 0,017 
  
 0,013 
  
 Erfarenhet i kvadrat 
  
 -0,00054 
  
 -0,00044 
  
 -0,00027 
  
 -0,00021 
  
 -0,00012 
  
 Utbildningsår 
  
 0,083 
  
 0,052 
  
 0,042 
  
 0,041 
  
 0,044 
  
 Kvinna=1 
  
 -0,237 
  
 -0,172 
  
 -0,112 
  
 -0,123 
  
 -0,135 
  
 R 
 2 
  
 0,514 
  
 0,388 
  
 0,394 
  
 0,387 
  
 0,334 
  
 8 av residualen 
  
 0,311 
  
 0,266 
  
 0,200 
  
 0,199 
  
 0,214 
  
 N 
  
 852 
  
 1 100 
  
 1 418 
  
 1 476 
  
 1 191 
  
 Not: alla koefficienter är signifikanta på  
 95%-nivån. 
  
 Enligt  
 Mincer-ekvationens 
  specifikation finns alltså en sjunkande trend vad gäller lönepremierna för erfarenhet. En kompletterande bild av erfarenhetens betydelse för lönen ges i Tabell 4. Vi skiljer där mellan tre kategorier: 0 till 5 års erfarenhet,  
 6–29 
  års erfarenhet samt 30 års erfarenhet eller längre. Genom att jämföra lönenivåerna mellan dessa tre kategorier får vi en mer konkret uppfattning om hur mycket lönen växer för en nybörjare på arbetsmarknaden upp till en etablerad nivå och hur lönen därefter förändras mot slutet av den yrkesverksamma tiden. 
 6  
 Erfarenhetspremierna särredovisas i tabellen för olika klasser, eftersom de skiljer sig åt mellan klasserna på ett tydligt sätt. I allmänhet tenderar löneutvecklingen under yrkeslivet att vara brantare och mer uthållig i arbeten med högre kvalifikationskrav än i arbeten med lägre krav. Vidare är löne- utvecklingen relativt svag och under senare delen av yrkeslivet negativ i arbeten med hårda fysiska belastningar, eftersom kroppen med tiden slits ut. 
 Tabellen visar att löneskillnaderna efter erfarenhet sjönk fram till början av  
 1980-talet, 
  varefter de har tenderat att öka något. Trenden blir alltså delvis modifierad när vi beskriver löne- skillnaderna efter erfarenhet på detta sätt i stället för med Mincer- regressionens form. Den genomsnittliga skillnaden mellan ny- börjare och anställda i den senare delen av arbetslivet var år 2000 
  
 6  
 Observera dock att jämförelsen, i likhet med  
 Mincer-rgressionerna, 
  görs mellan olika individer som vid en och samma tidpunkt har olika lång erfarenhet, inte mellan olika faser av yrkeslivet för en och samma individ. I allmänhet tenderar löneökningen att bli större när enskilda individer följs över tiden, bl.a. beroende på allmänna reallöneökningar i samhället och på att många individer byter till bättre betalda arbeten under loppet av sitt yrkesliv. 
 137 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 inte långt under 1968 års nivå, medan de relativa inträdeslönerna var klart högre år 2000 så att löneutvecklingen under arbetslivets första del var mindre brant än i slutet av  
 1960-talet. 
  
 Som väntat uppträder markerade skillnader mellan klasserna. Störst löneskillnader efter erfarenhet har högre tjänstemän (utom 1968). För denna grupp har faktiskt erfarenhetspremien ökat sedan periodens början, men har varit stabil under  
 1990-talet. 
  För arbetare var, liksom för alla anställda sammantagna, erfarenhets- löneskillnaderna minst 1981 och har tenderat att öka sedan dess, men är fortfarande åtskilligt mindre än 1968. Särskilt ligger ingångslönerna för arbetare, jämfört med nivån för mer etablerade anställda inom samma klass, mycket högre än i slutet av  
 1960-talet. 
  Notabelt är att de mest erfarna arbetarna också är de högst betalda sedan början av  
 1990-talet. 
  Så har det inte alltid varit. I det avseendet har löneutvecklingen efter arbetslivserfarenhet blivit mer likartad klasserna emellan. 
 Vi återgår nu till  
 Mincer-regressionerna 
  i Tabell 3. Ett viktigt resultat i tabellen är förändringen över tid i R 
 2  
 (dvs. hur mycket av den totala lönevariationen som lönemodellerna förklarar) och i residualens standardavvikelse (vilken i detta fall kan tolkas som lönespridningen mellan personer med samma utbildningslängd och erfarenhet). Av Turner framgår att R 
 2  
 minskade starkt mellan 1968 och 1974, men var sedan i stort sett stabil från 1974 till 1991. Under  
 1990-talet 
  sker så en stor minskning i R 
 2  
 – från cirka 36 procent 1991 till cirka 29 procent år 2000. Samma mönster uppvisar residualens spridning – den minskade starkt mellan 1968 och 1974 och ökade markant under  
 1990-talet. 
  Minskningen i R 
 2  
 och ökningen i residualspridningen mellan 1991 och 2000 uppträder även då löneskillnader bland kvinnor och män, respektive anställda inom offentlig och privat sektor, analyseras separat (se panelerna B till E). Lönevariationen inom utbildnings- och erfarenhetsgrupper har uppenbarligen tenderat att öka. Denna ökning är dubbelt så stor i privat som i offentlig sektor. Det finns flera tänkbara förklaringar till denna utveckling. En utbredd uppfattning är att en mer flexibel och marknadsanpassad lönepolitik ger större utrymme för att beakta individuella skillnader i produktivitet som inte fångas upp av de faktorer som forskare kan observera (såsom utbildning och erfarenhet). Sådana skillnader antas av många ha blivit mer betydelsefulla på grund av förändringar i arbetets karaktär (se t.ex. Reeves och Snower 2000). 
 138 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Tabell 4.  
 Löneskillnader efter erfarenhet  
 1968–2000. 
  Skillnader i (log) lön jämfört med  
 0–5 
  års erfarenhet, givet utbildning (antal år), kön och sektor (offentlig / privat) 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Alla anställda 
  
 6-29 
  års erfarenhet 
  
 39 
  
 32 
  
 22 
  
 23 
  
 27 
  
 30 + års erfarenhet 
  
 48 
  
 39 
  
 35 
  
 39 
  
 42 
  
 N 
  
 2 763 
  
 2 896 
  
 3 217 
  
 3 274 
  
 2 775 
  
 Högre tjänstemän 
  
 6-29 
  års erfarenhet 
  
 26 
  
 23 
  
 35 
  
 39 
  
 38 
  
 30 + års erfarenhet 
  
 45 
  
 46 
  
 67 
  
 57 
  
 57 
  
 Tjänstemän, mellan 
  
 6-29 
  års erfarenhet 
  
 40 
  
 27 
  
 25 
  
 20 
  
 26 
  
 30 + års erfarenhet 
  
 67 
  
 39 
  
 36 
  
 34 
  
 32 
  
 Lägre tjänstemän 
  
 6-29 
  års erfarenhet 
  
 32 
  
 35 
  
 19 
  
 25 
  
 19 
  
 30 + års erfarenhet 
  
 40 
  
 42 
  
 28 
  
 32 
  
 31 
  
 Kvalificerade arbetare 
  
 6-29 
  års erfarenhet 
  
 38 
  
 21 
  
 14 
  
 19 
  
 15 
  
 30 + års erfarenhet 
  
 34 
  
 17 
  
 15 
  
 23 
  
 21 
  
 Okvalificerade arbetare 
  
 6-29 
  års erfarenhet 
  
 23 
  
 15 
  
 8 
  
 8 
  
 14 
  
 30 + års erfarenhet 
  
 20 
  
 11 
  
 9 
  
 13 
  
 15 
  
 Kvinnor 
  
 6-29 
  års erfarenhet 
  
 34 
  
 28 
  
 16 
  
 19 
  
 21 
  
 30 + års erfarenhet 
  
 39 
  
 34 
  
 26 
  
 28 
  
 31 
  
 Män 
  
 6-29 
  års erfarenhet 
  
 45 
  
 36 
  
 30 
  
 28 
  
 31 
  
 30 + års erfarenhet 
  
 55 
  
 45 
  
 43 
  
 51 
  
 52 
  
 Offentlig sektor 
  
 6-29 
  års erfarenhet 
  
 32 
  
 30 
  
 19 
  
 20 
  
 21 
  
 30 + års erfarenhet 
  
 46 
  
 38 
  
 35 
  
 35 
  
 34 
  
 Privat sektor 
  
 6-29 
  års erfarenhet 
  
 42 
  
 34 
  
 26 
  
 27 
  
 30 
  
 30 + års erfarenhet 
  
 49 
  
 40 
  
 36 
  
 45 
  
 49 
  
 Not: alla skillnader gentemot referenskategorin  
 (0–5 
  års erfarenhet) är signifikanta på 95%- nivån. 
 139 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 Som framgår av kapitel 3 i denna volym har dock arbetets karaktär, i strid med gängse föreställningar, varit relativt stabil över tiden vad gäller just de egenskaper som ofta antas ha haft en genomgripande inverkan på lönestrukturen. Vi bedömer det därför som sannolikt att andra institutionella förändringar ligger bakom den minskade betydelsen av traditionella humankapitalfaktorer för lönenivån. En viktig utveckling har varit förändringar i matchningen mellan utbud och efterfrågan på kvalifikationer. Under senare decennier har de flesta industrialiserade länder genomgått en utbildningsexpansion och andelen välutbildade människor i befolkningen har stigit kraftigt (se t.ex. Blossfeld och Shavit 1993, OECD 2000). Huruvida denna utbildningsexpansion motsvaras av en allmän höjning av kvalifikationsnivån hos det utbud av jobb som finns på arbetsmarknaden har varit föremål för livlig debatt, främst bland arbetsmarknadsekonomer (se t.ex. specialnumret av Economics of Education Review 2000) men även bland sociologer. Coleman (2001) har nyligen i en intressant analys visat att arbetskraftens utbildningsnivå har höjts en bra bit över den nivå som krävs för en stor andel av jobben. Vi tycks alltså bevittna en växande överkvalificering av löntagarna i relation till de kvalifikationer som arbetsgivarna efterfrågar. Denna trend är den rakt motsatta till den utveckling som vanligen har antagits äga rum, nämligen att arbetskraftens kvalifikationer inte räcker för att möta arbetsgivarnas ökade krav. Den växande överkvalificeringen framgår tydligt av Tabell 5. Andelen av alla anställda för vilka individernas utbildning överensstämmer med arbetets utbildnings- krav har sjunkit markant ända sedan 1974. 
 7  
 Andelen underkvali- ficerade har varit i stort sett stabil över tiden, medan andelen över- kvalificerade stiger dramatiskt. Överkvalificeringen har fortsatt i hög takt under  
 1990-talet 
  inom den privata sektorn, men har av- stannat i den offentliga sektorn. 
  
 7  
 Arbetets utbildningskrav mäts i LNU med följande fråga till respondenten: Ungefär hur många års (skol- eller  
 yrkes-) 
  utbildning utöver folk- eller grundskola behöver man i din befattning? 
 140 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Tabell 5.  
 Anpassningen mellan individens utbildning och arbetets utbildningskrav  
 1974–2000. 
  Procent 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Alla anställda 
  
 Underkvalificerade 
  
 17,9 
  
 17,6 
  
 15,7 
  
 16,7 
  
 Matchade 
  
 68,6 
  
 61,7 
  
 55,8 
  
 50,4 
  
 Överkvalificerade 
  
 13,5 
  
 20,7 
  
 28,5 
  
 32,9 
  
 Summa 
  
 100,0 
  
 100,0 
  
 100,0 
  
 100,0 
  
 N 
  
 2 951 
  
 3 162 
  
 3 292 
  
 2 861 
  
 Privat anställda 
  
 Underkvalificerade 
  
 19,9 
  
 20,5 
  
 17,9 
  
 16,3 
  
 Matchade 
  
 68,6 
  
 61,4 
  
 54,0 
  
 48,1 
  
 Överkvalificerade 
  
 11,5 
  
 18,1 
  
 28,2 
  
 35,5 
  
 Summa 
  
 100,0 
  
 100,0 
  
 100,0 
  
 100,0 
  
 Offentligt anställda 
  
 Underkvalificerade 
  
 14,6 
  
 14,1 
  
 13,2 
  
 17,3 
  
 Matchade 
  
 68,7 
  
 61,9 
  
 57,9 
  
 53,9 
  
 Överkvalificerade 
  
 16,7 
  
 24,0 
  
 28,9 
  
 28,9 
  
 Summa 
  
 100,0 
  
 100,0 
  
 100,0 
  
 100,0 
  
 Givet att utbudet av utbildning hos arbetskraften inte möter en adekvat efterfrågan på utbildning på arbetsmarknaden, blir matchningsproblemet av stor betydelse vid en bedömning av utbildningspremiernas storlek och förändring över tid. Relationen mellan utbud och efterfrågan på kvalifikationer är rimligen central för matchningsprocesserna på arbetsmarknaden och därmed för avkastningen av utbildning och arbetslivserfarenhet. Individers humankapital kan antas ge utdelning i form av högre lön främst upp till den nivå av kvalifikationer som krävs för det arbete som individen skall utföra, medan avkastningen av utbildning över denna nivå kan förmodas vara mindre. Den försämrade anpassningen mellan individers utbildning och jobbens krav kan därmed vara en viktig faktor bakom den minskade förklarings- förmågan hos traditionella humankapitalmodeller. I Tabell 6 gör vi ett försök att testa detta resonemang genom att jämföra utfallen av  
 Mincer-regressioner 
  baserade på alla anställda med regressioner där överkvalificerade personer har exkluderats. Vi förväntar oss alltså att förklaringskraften i modellerna utan överkvalificerade personer 
 141 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 i allmänhet är större, vilket skulle indikera att den minskning av humankapitalmodellens förklaringsvärde som skett under 1990- talet till betydande del kan hänföras till en försämrad matchning på arbetsmarknaden. 
 8  
 Denna förklaring bör vidare vara mer giltig för privatanställda än för offentligt anställda, därför att ökningen av andelen överkvalificerade sedan 1991 i stort sett tycks vara be- gränsad till den privata sektorn. 
  
 8  
 De överkvalificerade individerna tenderar att vara yngre och att ha arbeten med lägre kvalifikationskrav än övriga löntagare. Eftersom såväl utbildning som erfarenhet normalt förklarar en mindre del av lönespridningen bland dessa kategorier av anställda jämfört med övriga grupper, måste vi beakta de förändringar i sammansättning efter ålder och kvalifikationskrav som uppkommer då överkvalificerade individer exkluderas från analysen. Genom en vägningsprocedur har vi därför eliminerat dessa sammansättningsförändringar, dvs. grupperna (anställda inklusive respektive exklusive överkvalificerade) har gjorts identiska med varandra vad gäller fördelning efter ålder och arbetets utbildningskrav. 
 142 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Tabell 6.  
 Löneskillnader efter utbildning (antal år), erfarenhet (antal år), kön och sektor (offentlig/privat)  
 1974–2000. 
  Alla anställda respektive alla anställda exklusive personer vars utbildning överstiger arbetets utbildningskrav med två år eller mer 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Alla anställda 
  
 Utbildning 
  
 0,051 
  
 0,046 
  
 0,046 
  
 0,053 
  
 Erfarenhet 
  
 0,027 
  
 0,023 
  
 0,021 
  
 0,020 
  
 Erfarenhet i kvadrat 
  
 -0,00045 
  
 -0,00035 
  
 -0,00029 
  
 -0,00025 
  
 Kvinnor 
  
 -0,211 
  
 -0,140 
  
 -0,144 
  
 -0,143 
  
 Privat sektor 
  
 -0,018 
 o) 
  
 0,008  
 o) 
  
 0,077 
  
 0,129 
  
 R 
 2 
  
 0,369 
  
 0,358 
  
 0,363 
  
 0,327 
  
 8 av residualen 
  
 0,260 
  
 0,220 
  
 0,228 
  
 0,256 
  
 N 
  
 2 896 
  
 3 217 
  
 3 274 
  
 2 775 
  
 Alla anställda 
  
 Utbildning 
  
 0,057 
  
 0,052 
  
 0,056 
  
 0,063 
  
 utom över- 
  
 Erfarenhet 
  
 0,026 
  
 0,021 
  
 0,021 
  
 0,023 
  
 kvalificerade 
  
 Erfarenhet i kvadrat 
  
 -0,00042 
  
 -0,00032 
  
 -0,00028 
  
 -0,00032 
  
 Kvinnor 
  
 -0,213 
  
 -0,140 
  
 -0,141 
  
 -0,129 
  
 Privat sektor 
  
 -0,023 
 o) 
  
 0,010  
 o) 
  
 0,075 
  
 0,137 
  
 R 
 2 
  
 0,391 
  
 0,383 
  
 0,402 
  
 0,409 
  
 8 av residualen 
  
 0,248 
  
 0,208 
  
 0,215 
  
 0,230 
  
 N 
  
 2 458 
  
 2 464 
  
 2 319 
  
 1 845 
  
 Privat 
  
 Utbildning 
  
 0,050 
  
 0,052 
  
 0,054 
  
 0,061 
  
 anställda 
  
 Erfarenhet 
  
 0,028 
  
 0,026 
  
 0,025 
  
 0,024 
  
 Erfarenhet i kvadrat 
  
 -0,00046 
  
 -0,00039 
  
 -0,00034 
  
 -0,00032 
  
 Kvinnor 
  
 -0,236 
  
 -0,161 
  
 -0,169 
  
 -0,148 
  
 R 
 2 
  
 0,361 
  
 0,348 
  
 0,356 
  
 0,310 
  
 8 av residualen 
  
 0,254 
  
 0,234 
  
 0,248 
  
 0,279 
  
 Privat 
  
 Utbildning 
  
 0,057 
  
 0,062 
  
 0,067 
  
 0,074 
  
 anställda 
  
 Erfarenhet 
  
 0,028 
  
 0,025 
  
 0,024 
  
 0,028 
  
 utom över- 
  
 Erfarenhet i kvadrat 
  
 -0,00045 
  
 -0,00038 
  
 -0,00033 
  
 -0,00041 
  
 kvalificerade 
  
 Kvinnor 
  
 -0,235 
  
 -0,150 
  
 -0,168 
  
 -0,125 
  
 R 
 2 
  
 0,366 
  
 0,373 
  
 0,400 
  
 0,400 
  
 8 av residualen 
  
 0,249 
  
 0,219 
  
 0,230 
  
 0,245 
  
 Offentligt 
  
 Utbildning 
  
 0,052 
  
 0,041 
  
 0,040 
  
 0,044 
  
 anställda 
  
 Erfarenhet 
  
 0,026 
  
 0,021 
  
 0,017 
  
 0,014 
  
 Erfarenhet i kvadrat 
  
 -0,00042 
  
 -0,00028 
  
 -0,00022 
  
 -0,00013 
  
 Kvinnor 
  
 -0,172 
  
 -0,112 
  
 -0,115 
  
 -0,141 
  
 R 
 2 
  
 0,388 
  
 0,389 
  
 0,372 
  
 0,348 
  
 8 av residualen 
  
 0,267 
  
 0,200 
  
 0,200 
  
 0,213 
  
 Offentligt 
  
 Utbildning 
  
 0,057 
  
 0,045 
  
 0,047 
  
 0,052 
  
 anställda 
  
 Erfarenhet 
  
 0,022 
  
 0,018 
  
 0,017 
  
 0,014 
  
 utom över- 
  
 Erfarenhet i kvadrat 
  
 -0,00035 
  
 -0,00024 
  
 -0,00022 
  
 -0,00014 
  
 kvalificerade 
  
 Kvinnor 
  
 -0,176 
  
 -0,123 
  
 -0,104 
  
 -0,138 
  
 R 
 2 
  
 0,438 
  
 0,421 
  
 0,413 
  
 0,425 
  
 8 av residualen 
  
 0,245 
  
 0,189 
  
 0,188 
  
 0,196 
  
 Not: o) koefficienten är ej signifikant på  
 95%-nivån. 
  
 143 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 I linje med detta resonemang ser vi i tabellen, för det första, att den andel av lönespridningen som förklaras av modellerna inte sjunker mellan 1991 och 2000 när vi undantar överkvalificerade personer från analysen. För det andra, också som förväntat, är detta mönster tydligare bland privatanställda än bland offentliganställda. Notera, för det tredje, att den genomsnittliga utbildningspremien i samtliga modeller är större bland bättre matchade personer än för hela gruppen anställda inklusive överkvalificerade. Slutligen är också nedgången över tid i effekten av arbetslivserfarenhet på lön klart mindre, i den privata sektorn rentav obefintlig, om de överkvali- ficerade individerna undantas. Residualspridningen tycks visser- ligen öka något under  
 1990-talet, 
  även då överkvalificerade exklu- deras, men denna ökning är bara ungefär hälften av den ökning som sker då överkvalificerade inkluderas i modellen. 
 Sammantaget tycks alltså en försämrad matchning på arbets- marknaden, i form av en ökad andel överkvalificerade personer i arbetskraften, spela en stor roll för nedgången i humankapital- modellernas förklaringsvärde över tiden. Men låt oss genast fram- hålla att detta knappast kan vara den enda eller ens huvudsakliga orsaken. Ett uppenbart problem med resonemanget är att överkvalificeringen tycks ha pågått under lång tid i Sverige, åtmin- stone sedan mitten av  
 1970-talet 
  att döma av Tabell 5 ovan, medan en mer påtaglig minskning av humankapitalmodellens förklarings- värde inte inträffade förrän under  
 1990-talet. 
  Under perioden dess- förinnan måste därmed matchningsproblemen antingen ha mot- verkats av andra faktorer eller på annat sätt ha haft mindre bety- delse då än under senare år. 
 Den försämrade matchningen med avseende på humankapital, innebär sannolikt att spelrummet för andra bestämningsfaktorer till lön än individers kvalifikationer har vidgats. Löneförhandlings- systemets förändringar under senare år bidrar ytterligare till denna utveckling. Den decentralisering av förhandlingarna som ägt rum har bl.a. lett till en ökad inverkan av branschspecifika faktorer i lönesättningen. Utbredningen av individuell lönesättning, med en minskad andel garanterade påslag i löneavtalen, har medfört att lönesättande chefer får ett ökat inflytande på de anställdas lönenivå. I Tabell 7 redovisas analyser av löneskillnader 1991 och 2000 där vi, förutom de konventionella indikatorerna på individers human- kapital, även inkluderat några indikatorer på arbetets egenskaper samt ett antal branschkategorier. Följande variabler ingår vid sidan av humankapitalvariablerna: arbetets utbildningskrav och upplär- 
 144 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 ningstiden i arbetet (se kapitel 3 för en mer ingående diskussion av dessa mått), antal underställda samt nio branschkategorier som jämförs med verkstadsindustrin. 
 Vi ser att då dessa variabler inkluderas finns ingen större skillnad i förklaringsvärde mellan 1991 och 2000 – andelen förklarad variation är ungefär 50 procent båda åren (rentav något högre vid den senare tidpunkten). Även om residualspridningen tycks vara något större år 2000 är skillnaden mellan åren liten. Den ökade lönespridningen bland individer med lika lång utbildning och erfarenhet tycks alltså inte förklaras av en ökad betydelse av (för forskare) svårobserverade personliga egenskaper. Enligt Tabell 7 kan i stället större delen av ökningen mellan 1991 och 2000 i löne- spridning inom utbildnings- och erfarenhetskategorier återföras på jobb- och branschspecifika faktorer. 
 9 
  
 Under  
 1990-talet 
  har löneskillnaderna efter bransch ökat klart. De branscher som domineras av offentliga arbetsgivare har halkat efter ordentligt. Resultaten i Tabell 7 visar att anställda inom offentlig förvaltning och vård har tappat cirka 10 procent i lönenivå jämfört med verkstadsindustrin mellan 1991 och 2000, medan anställda inom utbildningssektorn har förlorat omkring 15 procent. Även byggnadsindustrin har förlorat i relativt löneläge sedan 1991, liksom den heterogena gruppen transporter och kommunikationer. Bäst har löneutvecklingen varit i tillverkningsindustrin och inom bank- och försäkringsverksamhet. De ökade branschlöneskill- naderna beror säkert både på den offentliga sektorns finansierings- problem och på förändringar i systemet för löneförhandlingar. 
 Uppseendeväckande är också de kraftigt höjda lönepremierna för chefs- och arbetsledaransvar. Chefer med fler än 25 underställda hade 1991 knappt 25 procent (exp (0,218) = 1,244) högre lön än anställda utan ledningsansvar – givet individuella kvalifikationer, krav i arbetet och bransch. Denna lönepremie hade år 2000 ökat till drygt 40 procent (exp (0,345) = 1,412). Även på lägre chefsnivåer har lönepremien vuxit påtagligt. En tänkbar orsak till denna 
  
 9  
 Positiva personliga egenskaper (t.ex. social kompetens och gott omdöme) kan i viss mån vara förknippade med innehav av den typ av positioner i arbetet som ger höga relativlöner (t.ex. ledningsansvar). Därmed är det möjligt att höjningen av den relativa lönenivån i dessa positioner mellan 1991 och 2000 delvis avspeglar en ökad betydelse av den sortens individegenskaper. Men en generell tolkning av resultaten i sådana termer förefaller inte rimlig. Av Tabell 7 framgår t.ex. att lönerna inom industrin och banksektorn har ökat mycket snabbare än inom vården och utbildningsväsendet, trots att social kompetens m.m. knappast är viktigare eller vanligare i de förra verksamheterna än i de senare. Effekterna av arbetets kvalifikationskrav däremot, där en koppling till positiva personegenskaper är mer trolig, har inte förändrats nämnvärt sedan 1991. 
 145 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 utveckling är att antalet chefer på arbetsplatserna har minskat till följd av nya organisations- och ledningsformer i riktning mot mindre hierarkiska strukturer. Andelen anställda som innehar chefsbefattningar på olika nivåer har dock varit helt stabil mellan 1991 och 2000. 
 10  
 Denna förklaring kan alltså troligen avvisas. En annan möjlig förklaring till de kraftigt höjda chefslönerna är att extern rekrytering kan ha kommit att ersätta intern befordran som huvudsaklig karriärväg för cheferna (Mcconnell och Cook 1995). Detta kan i så fall ha påverkat alla chefers möjligheter att erhålla högre lön, eftersom deras anställningschanser hos alternativa arbetsgivare, och därmed deras förhandlingsposition gentemot den nuvarande arbetsgivaren, kan ha förbättrats. Den genomsnittliga anställnings- stabiliteten har faktiskt sjunkit för chefer under  
 1990-talet, 
  men minskningen är måttlig och bara något större än bland alla anställda sammantagna. Den ökade rörligheten är vidare minst bland chefer med fler än 25 underställda, men det är denna kategori som har fått den största genomsnittliga löneökningen. 
 11  
 En tolkning som ligger nära till hands är i stället att de uppdrivna belöningsnivåerna på arbetslivets allra högsta positioner under  
 1990-talet 
  har fått följd- verkningar nedåt i ledningsstrukturerna. I detta sammanhang är det dock intressant att notera att chefslönepremierna även har ökat inom den offentliga sektorn (detta framgår ej av tabellen). (Se även avsnitt B nedan där löneförändring  
 1991–2000 
  analyseras.) 
  
 10 
  
 Både 1991 och 2000 var andelen som inte hade några underställda cirka 75 procent, medan andelen med  
  
 1-5 
  underställda var cirka 12 procent, andelen med  
 6-25 
  underställda  
 9-10 
  procent samt andelen med fler än 25 underställda drygt 3 procent. 
  
 11 
  
 Anställningsstabiliteten (mätt som den andel av individens totala tid i arbetslivet som spenderats hos den nuvarande arbetsgivaren; se vidare kapitel 3) har minskat från 57 till 51 procent mellan 1991 och 2000 bland chefer med  
  
 1-5 
  underställda, från 61 till 52 procent bland chefer med  
 6-25 
  underställda och från 55 till 51 procent bland chefer med fler än 25 underställda. (Bland anställda utan ledningsansvar är motsvarande minskning 53 till 51 procent.) 
 146 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Tabell 7.  
 Löneskillnader efter utbildning, erfarenhet, kön, arbets- egenskaper och bransch 1991 och 2000. Alla anställda 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Erfarenhet 
  
 0,015* 
  
 0,014* 
  
 Erfarenhet i kvadrat 
  
 -0,00024* 
  
 -0,00021* 
  
 Kvinnor = 1 
  
 -0,095* 
  
 -0,086* 
  
 Utbildningsår 
  
 0,019* 
  
 0,022* 
  
 Inga underställda 
  
 0 
  
 0 
  
 1-5 
  underställda 
  
 0,044* 
  
 0,079* 
  
 6-25 
  underställda 
  
 0,120* 
  
 0,160* 
  
 26+ underställda 
  
 0,218* 
  
 0,345* 
  
 Jobbets utbildningskrav 
  
 0,030* 
  
 0,034* 
  
 Upplärningstid i jobbet 
  
 0,003* 
  
 0,003* 
  
 Verkstadsindustri 
  
 0 
  
 0 
  
 Övrig industri 
  
 0,032* 
  
 0,023 
  
 Byggnadsindustri 
  
 0,094* 
  
 -0,013 
  
 Handel 
  
 0,005 
  
 -0,034* 
  
 Transport 
  
 0,052* 
  
 0,002 
  
 Bank etc. 
  
 0,087* 
  
 0,090* 
  
 Offentlig förvaltning 
  
 -0,017 
  
 -0,108* 
  
 Utbildningssektorn 
  
 -0,076* 
  
 -0,211* 
  
 Vård 
  
 -0,033* 
  
 -0,119* 
  
 Övriga tjänster 
  
 -0,035 
  
 -0,107* 
  
 R 
 2 
  
 0,500 
  
 0,511 
  
 8 av residualen 
  
 0,203 
  
 0,217 
  
 N 
  
 3 178 
  
 2 869 
  
 * koeffecienten är signifikant på  
 95%-nivån. 
  
 4.4 
  
 Löneskillnader mellan privat och offentlig verksamhet 
  
 Vi har i avsnittet ovan redogjort bl.a. för hur skillnaderna mellan privat och offentlig sektor vad gäller avkastning på utbildning och erfarenhet har förändrats till de offentliganställdas nackdel. I detta avsnitt skall vi mer ingående redovisa hur relativlönerna mellan anställda i de två sektorerna har förändrats. 
 147 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 Tabell 8 visar dels observerade skillnader i genomsnittslön mellan privat- och offentliganställda, dels löneskillnader mellan sektorerna efter standardisering för genomsnittliga skillnader i utbildningslängd och förvärvsarbetsår. Av tabellen framgår de dramatiska förändringar som skett i fråga om skillnader i relativ- löner mellan sektorerna. 1968 hade offentliganställda i genomsnitt cirka 10 procent högre lön än privatanställda. År 2000 var i stället genomsnittslönerna mer än 8 procent lägre i den offentliga sektorn. Då vi standardiserar för utbildningsår och erfarenhet, dvs. tar hänsyn till sektorsskillnader i fråga om utbildningslängd och antal år i arbetskraften, var löneskillnaderna marginella 1968 (1,8 procent lägre lön för offentliganställda). Dessa standardiserade löne- skillnader efter sektorstillhörighet har ökat mycket starkt till de offentliganställdas nackdel. År 2000 tjänade offentliganställda så mycket som ca 16 procent mindre än privatanställda med samma antal utbildningsår och förvärvsarbetsår. 
 Då kvinnor och män analyseras separat (de två nedre panelerna i Tabell 8) framgår att det 1968 var en klar fördel för kvinnor, givet utbildningslängd och erfarenhet, att arbeta inom offentlig sektor – den standardiserade genomsnittslönen var nästan 12 procent högre där. Även om denna skillnad successivt minskade, var det ända fram till 1981 en lönemässig fördel för kvinnor att vara offentlig- anställda (2,5 procent högre standardiserade löner för kvinnor i offentlig sektor år 1981). Vi ser dock att denna fördel förbyttes till en markant nackdel under 1980- och  
 1990-talen. 
  År 2000 var de standardiserade lönerna för kvinnor nästan 10 procent  
 lägre  
 inom offentlig sektor. För män har de standardiserade genomsnitts- lönerna sedan 1974 legat högre inom privat sektor och klyftan mellan sektorerna har gradvis vidgats. 
 12 
  
 Sammanfattningsvis har relativlönerna inom offentlig sektor haft en kraftigt fallande trend under hela de drygt trettio år vi här kan observera. De kraftigt försämrade relativlönerna för offentlig- anställda under  
 1990-talet 
  bör ställas i relation till de resultat som presenteras i kapitel 3, nämligen att offentliganställdas arbetsför- hållanden blivit alltmer påfrestande under  
 1990-talet. 
  Både utifrån lönemässiga och arbetsmiljömässiga aspekter tycks alltså offentlig- anställdas arbeten i jämförelse med privatanställdas arbeten ha blivit allt sämre. 
  
 12  
 Av tabellen framgår att sektorsskillnaderna är större då kvinnor och män analyseras tillsammans än då sektorsskillnaderna beräknas separat för könen. Detta beror på att en större andel kvinnor är offentliganställda och att kvinnor har lägre relativlöner än män. 
 148 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Tabell 8.  
 Genomsnittliga löneskillnader mellan anställda i offentlig och privat sektor (procent) 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Kvinnor + män: 
  
 Observerad skillnad 
  
 9,6 
  
 1,1 
  
 -1,2 
  
 -6,7 
  
 -8,4 
  
 Standardiserad skillnad 
  
 -1,8 
  
 -4,6 
  
 -5,2 
  
 -11,7 
  
 -15,9 
  
 N 
  
 2 764 
  
 2 897 
  
 3 218 
  
 3 275 
  
 2 930 
  
 Män: 
  
 Observerad 
  
 19,1 
  
 8,4 
  
 3,5 
  
 -2,3 
  
 -2,7 
  
 Standardiserad 
  
 1,5 
  
 -1,8 
  
 -4,4 
  
 -11,5 
  
 -14,3 
  
 N 
  
 1 706 
  
 1 683 
  
 1 699 
  
 1 653 
  
 1 502 
  
 Kvinnor: 
  
 Observerad 
  
 23,3 
  
 11,0 
  
 6,6 
  
 0,6 
  
 -4,7 
  
 Standardiserad 
  
 11,7 
  
 5,7 
  
 2,5 
  
 -3,6 
  
 -10,0 
  
 N 
  
 1 058 
  
 1 214 
  
 1 519 
  
 1 622 
  
 1 428 
  
 Standardisering = konstanthållning för utbildningsår, förvärvsarbetsår och förvärvsarbetsår i kvadrat. 
  
 4.5 
  
 Löneskillnader mellan kvinnor och män 
  
 I ett tidigare avsnitt presenterade vi resultat som visar att kvinnor i genomsnitt erhåller lägre lönepremier för sin utbildning och sitt deltagande i arbetslivet. I Tabell 9 visas hur könslöneskillnaderna på den svenska arbetsmarknaden har förändrats under perioden 1968 till 2000. Vi redovisar dels gapet mellan kvinnors och mäns observerade genomsnittslöner, dels gapet mellan genomsnittslöner som standardiserats för könsskillnader vad gäller utbildningslängd och förvärvsarbetsår. Våra resultat visar, i likhet med många andra studier, att lönegapet mellan könen minskade tydligt mellan 1968 och 1981. Detta framgår både om de observerade lönerna jämförs rakt av och om lönerna jämförs för anställda med samma utbildningslängd och arbetslivserfarenhet. Under  
 1980-talet 
  av- stannade denna utjämning mellan könen. År 1991 var kvinnornas genomsnittslöner 82,4 procent av männens jämfört med 83,2 pro- cent 1981. Även den standardiserade löneskillnaden ökade mellan 1981 och 1991, med 2,5 procentenheter. Under  
 1990-talet 
  har 
 149 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 visserligen det observerade könslönegapet minskat med ungefär två procentenheter, men de standardiserade löneskillnaderna har snarare ökat än minskat. Justerat för utbildningslängd och förvärvs- arbetsår, har könslöneskillnaderna mellan 1981 och år 2000 ökat med drygt tre procentenheter. 
 År 1981 minskar standardiseringen för utbildningslängd och arbetslivserfarenhet lönegapet mellan män och kvinnor med omkring en femtedel. För år 1991 påverkar denna standardisering lönegapet i mindre utsträckning. År 2000 tycks den standardiserade löneskillnaden vara något större än den observerade. Innebörden av dessa resultat är att fram till 1981 kunde en del av lönegapet förklaras med att kvinnor i jämförelse med män hade kortare utbildningslängd och mindre arbetslivserfarenhet. Sedan dess har kvinnornas relativa utbildningsnivå och erfarenhet stigit. År 2000 var den genomsnittliga utbildningen t.o.m. något längre bland anställda kvinnor än bland anställda män; och den genomsnittliga arbetslivserfarenheten endast drygt ett år kortare för kvinnor. Denna utjämning av arbetslivsrelaterade erfarenheter och färdig- heter mellan könen gör att förklaringar till könslöneskillnader i termer av olikheter i individernas kvalifikationer blivit allt mindre relevanta. 
 Separata analyser av lönegapet bland anställda i den offentliga och privata sektorn (de två nedre panelerna i Tabell 9) visar att könslöneskillnaderna var betydligt större i den privata sektorn fram till 1991. Sektorsskillnaderna har dock avtagit över tid och år 2000 är det standardiserade lönegapet endast 1,4 procentenheter större i den privata sektorn. Under  
 1990-talet 
  minskade den standar- diserade löneskillnaden med 1,6 procentenheter i den privata sektorn, medan den ökade med 1,4 procentenheter bland offentlig- anställda. 
 150 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Tabell 9.  
 Kvinnors genomsnittslöner i procent av mäns genom- snittslöner 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Alla anställda 
  
 Observerad skillnad 
  
 71,5 
  
 77,9 
  
 83,2 
  
 82,4 
  
 84,5 
  
 Standardiserad skillnad 
  
 76,1 
  
 81,5 
  
 86,7 
  
 84,2 
  
 83,6 
  
 N 
  
 2 771 
  
 2 901 
  
 3 235 
  
 3 280 
  
 2 954 
  
 Offentlig sektor 
  
 Observerad skillnad 
  
 69,9 
  
 76,9 
  
 83,3 
  
 83,9 
  
 84,5 
  
 Standardiserad skillnad 
  
 78,9 
  
 84,2 
  
 89,3 
  
 88,8 
  
 87,4 
  
 N 
  
 852 
  
 1 100 
  
 1 452 
  
 1 486 
  
 1 191 
  
 Privat sektor 
  
 Observerad skillnad 
  
 67,6 
  
 75,1 
  
 80,9 
  
 81,6 
  
 86,2 
  
 Standardiserad skillnad 
  
 72,8 
  
 79,0 
  
 85,2 
  
 84,4 
  
 86,0 
  
 N 
  
 1 912 
  
 1 797 
  
 1 766 
  
 1 789 
  
 1 739 
  
 Standardisering = konstanthållning för utbildningsår, förvärvsarbetsår och förvärvsarbetsår i kvadrat. 
 För att närmare analysera vad könslönegapets förändring (eller brist på förändring) beror på, använder vi en metod för att dela upp de genomsnittliga könslöneskillnadernas förändring över tid i olika komponenter. (Metoden har lanserats av Wall, Le och Mercado 1991. För Sverige, se Herrera 1997; Young och Herrera 2001.) 
 13  
 Denna teknik möjliggör en uppdelning av könslönegapets förändring mellan två tidpunkter i följande fyra komponenter: 
  
 (a) 
  
 Skillnader i observerade egenskaper.  
  
 Den del av förändringen som beror på att de genomsnittliga värdena på de obero- ende variablerna – i detta fall utbildning och erfarenhet – utvecklat sig olika för kvinnor och män. Om t.ex. kvinnors 
  
 13  
 I vad som följer försöker vi ge en intuitiv,  
 icke-teknisk 
  förklaring av denna dekomponeringsmetod. För en utmärkt, mer formell förklaring av metoden, se Young och Herrera (2001). 
 151 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 erfarenhet relativt männens har ökat och allt annat är oförändrat, kommer könslönegapet att minska. 
  
 (b) 
  
 Skillnader i observerade lönepremier.  
  
 Den del som beror på att skillnaderna mellan kvinnor och män vad gäller koeffi- cienterna ("lönepremien") för utbildningslängd och erfaren- het förändras över tid. Om t.ex. kvinnors lönepremie för utbildning blir mer lik männens och allt annat är oför- ändrat, kommer könslönegapet att minska. 
  
 (c) 
  
 Skillnader i icke observerbara egenskaper eller diskriminering. 
  
 Den del av förändringen som beror på förändring i kvinnornas relativa position inom den residuala fördel- ningen (dvs. de löneskillnader som finns inom grupper med samma utbildning och erfarenhet). Om t.ex. kvinnor i genomsnitt rör sig uppåt i denna residuala fördelning – antingen pga. att diskrimineringen mot kvinnor minskar eller pga. att kvinnor förbättrat sin (för forskarna) icke observerbara kvalifikation relativt männen – och allt annat är lika, kommer könslöneskillnaderna att minska. 
  
 (d) 
  
 De icke observerbara lönepremiernas förändring.  
  
 Den del av förändringen som beror på förändringar i löneskillnaderna, givet de observerbara egenskaperna utbildningslängd och erfarenhet. Detta kallas av ekonomer för icke observerad priseffekt och antas av vissa främst gälla lönepremierna för t.ex. kompetens och förmåga som inte kan observeras av forskarna (denna tolkning är dock föremål för diskussion). Om t.ex. löneskillnaderna inom utbildnings- och erfaren- hetsgrupperna (den residuala fördelningen) ökar och om kvinnornas relativa position inom denna fördelning är oför- ändrat sämre än männens och allt annat är lika, kommer könslönegapet att öka. 
  
 14 
  
 I Tabell 10 visas resultatet av en dekomponering av könslönegapets förändring  
 1968–1974, 
 1974–1981, 
 1981–1991 
  och  
 1991–2000. 
  Av den första raden i tabellen framgår att de genomsnittliga könslöne- skillnaderna minskade starkt mellan 1968 och 1981. Detta tycks främst ha berott på förändringar vad gäller de två icke observerbara komponenterna. För det första förbättrades kvinnornas relativa 
  
 14  
 Av detta bör framgå att komponent (a) och (b) i princip kan ses som parallella till (c) och (d), med skillnaden att (a) och (b) gäller observerbara egenskaper respektive lönepremier, medan (c) och (d) avser ej observerbara egenskaper respektive lönepremier. Det bör dock beaktas att "icke observerbara egenskaper" också kan innefatta diskriminering mot kvinnor, dvs. att det i så fall är kvinnans egenskap just som kvinna det gäller. 
 152 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 position inom erfarenhets- och utbildningsgrupper (icke observerbara egenskaper eller diskriminering) och för det andra minskade löneskillnaderna mellan personer med samma utbild- ningslängd och erfarenhet (icke observerbara lönepremier). Den senare faktorn var dock av mindre betydelse mellan 1974 och 1981 än mellan 1968 och 1974. Av mindre betydelse för utjämningen av könslöneskillnaderna under perioden  
 1968–1981 
  var att köns- skillnaderna i fråga om erfarenhet och utbildningslängd minskade samt att könsskillnaderna i avkastningen på dessa två egenskaper minskade. 
 Tabell 10 tyder vidare på att lönestrukturens förändring från 1981 och framåt har missgynnat kvinnor som grupp. Under denna period har det skett en tydlig utjämning mellan könen i fråga om de observerade lönefaktorerna erfarenhet och utbildningslängd. Om enbart dessa faktorer påverkade anställdas löner skulle könslöne- gapet ha minskat med omkring 6,5 procentenheter mellan 1981 och 2000. Men de genomsnittliga löneskillnaderna mellan kvinnor och män har minskat mycket mindre än så (cirka 1,5 procentenheter). Enligt resultaten i Tabell 10 beror detta till största delen på att löneskillnaderna, givet utbildningslängd och erfarenhet, har ökat. Om de icke observerbara lönepremierna hade varit oförändrade från 1981 till 2000 skulle könslönegapet enligt dessa skattningar ha minskat med omkring 3,5 procent (0,0138 + 0,0208). En annan förklaringsfaktor är att kvinnor under perioden  
 1981–1991 
  rang- ordnades lägre lönemässigt, givet utbildningslängd och erfarenhet, vilket antingen beror på ökad diskriminering mot kvinnor eller på att vissa lönebestämmande faktorer, som inte kan observeras och där kvinnor har sämre genomsnittliga värden än män, blev viktigare under denna period. 
 Det finns flera möjliga orsaker till att löneskillnaderna, givet utbildning och erfarenhet, har ökat och att detta tenderat att ha missgynnat kvinnor. En sådan orsak som angivits är att egenskaper såsom samarbetsförmåga och social kompetens har ökat i betydelse på arbetsplatserna och därmed belönas högre. Vi har dock svårt att föreställa oss att kvinnor skulle missgynnas av en sådan utveckling, eftersom kvinnor ofta anses besitta just sådana färdigheter. En möjlig alternativ hypotes är i stället att det är de ökade löne- premierna till chefer och arbetsledare som har missgynnat kvinnor, eftersom kvinnor är starkt underrepresenterade bland anställda med chefs- och arbetsledaransvar (se Hultin 1998). Att undersöka 
 153 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 rimligheten i denna hypotes är en naturlig fortsättning på dessa analyser. 
 Det bör vidare understrykas att vi i dessa analyser bara har använt utbildningslängd, inte utbildningsinriktning. En del av för- klaringen till den ökade betydelsen av icke observerade egen- skaper kan vara att den ökade utbildningslängden för kvinnor inte räcker, eftersom den inte har rätt inriktning. En relaterad möjlig orsak är att förändrade löneskillnader mellan branscher och sektorer har verkat till kvinnors nackdel. Young och Herrera (2001) sammanfattar resultaten av sin analys av perioden 1968 till 1991 med att förändringar i branschlöneskillnaderna systematiskt har varit till kvinnors nackdel. En ytterligare infallsvinkel för att förstå varför kvinnor missgynnats av lönestrukturens förändring är den ökande överutbildningen som behandlats ovan, eftersom fler kvinnor än män är överkvalificerade. 
 Sammanfattningsvis visar dessa resultat för det första att kvinnor rangordnas lägre lönemässigt än män, givet utbildningslängd och erfarenhet. Detta underläge för kvinnor utjämnades från slutet av  
 1960-talet 
  fram till början av  
 1980-talet, 
  men försämrades under  
 1980-talet 
  för att sedan vara relativt stabilt under  
 1990-talet. 
  För det andra ökade löneskillnaderna, givet utbildningslängd och erfarenhet, under  
 1980-talet 
  och i ännu högre grad under 1990- talet. Eftersom kvinnor rangordnas lägre lönemässigt inom denna fördelning, medför en sådan ökning av lönespridningen att könslönegapet ökar – såvida inga andra förändringar samtidigt inträffar. Under de senaste två decennierna har dock andra föränd- ringar inträffat. Skillnaderna mellan kvinnor och män vad gäller utbildningslängd och framför allt arbetslivserfarenhet har utjäm- nats, så att de kvarstående skillnaderna blivit marginella. Denna utjämning vad gäller observerade lönefaktorer har modifierat den för kvinnor negativa förändringen av lönestrukturen, så att netto- utfallet blivit att de observerade skillnaderna i genomsnittslön mellan könen varit relativt oförändrade sedan början av  
 1980-talet. 
  Vi anser att det är en viktig uppgift för framtida forskning att mer ingående undersöka orsakerna till att kvinnor missgynnats av löne- strukturens förändring under senare år. 
 154 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Tabell 10.  
 Dekomponering av könslönegapets förändring (logarit- miska enheter) 
  
 1974-1968 
 1981-1974 
 1991-1981 
 2000-1991 
  
 Total förändring av lönegapet 
  
 -0,0847 
  
 -0,0650 
  
 0,0089 
  
 -0,0251 
  
 Förändringar i observerbara egenskaper: 
  
 Erfarenhet 
  
 -0,0144 
  
 -0,0189 
  
 -0,0179 
  
 -0,0256 
  
 Utbildningslängd 
  
 0,0130 
  
 0,0079 
  
 -0,0076 
  
 -0,0142 
  
 Summa observerbara egenskaper 
  
 -0,0014 
  
 -0,0111 
  
 -0,0255 
  
 -0,0398 
  
 Förändringar i lönepremier för 
  
 observerbara egenskaper: 
  
 Erfarenhet 
  
 -0,0138 
  
 0,0111 
  
 0,0027 
  
 0,0021 
  
 Utbildningslängd 
  
 -0,0028 
  
 -0,0003 
  
 -0,0002 
  
 -0,0011 
  
 Summa observerbara lönepremier 
  
 -0,0166 
  
 0,0107 
  
 0,0025 
  
 0,0010 
  
 Förändringar i icke observerbara 
  
 -0,0326 
  
 -0,0543 
  
 0,0182 
  
 -0,0073 
  
 egenskaper och/eller diskriminering 
  
 Förändringar i icke observerbara 
  
 -0,0342 
  
 -0,0104 
  
 0,0138 
  
 0,0208 
  
 lönepremier 
 Not: För information om N respektive år, se Tabell 9. 
  
 4.6 
  
 Löneskillnader mellan svensk- och utlandsfödda anställda 
  
 Tabell 11 presenterar en analys av löneskillnaderna mellan anställda födda i Sverige och utomlands. Invandrarna har vi delat in i två kategorier: de med ursprung i Norden och Västeuropa samt de som är födda i andra länder. 
 15  
 Analysen genomförs endast för de två senaste undersökningstidpunkterna (1991 och 2000). Vid tidigare undersökningstillfällen var gruppen övriga världen dels relativt liten, dels har dess sammansättning ändrats vilket gör att jäm- förelser över längre tidsperioder inte är meningsfulla. 
 Resultaten i tabellen tyder på att de observerade löneskillnaderna mellan individer födda i Nord- och Västeuropa och i Sverige är 
  
 15  
 Enligt kodningen i Levnadsnivåundersökningen definieras här invandrare som utlandsfödda personer vars föräldrar var utländska medborgare då respondenten föddes. 
 155 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 marginella både 1991 och 2000. Personer födda utanför Nord- och Västeuropa har emellertid betydligt lägre löner än dem som är svenskfödda. Anställda i kategorin övriga världen tjänade både 1991 och 2000 omkring 14 procent mindre än infödd arbetskraft. När hänsyn har tagits till individernas arbetslivserfarenhet, kön och utbildningslängd förändras resultaten för 1991 endast marginellt. För år 2000 däremot reduceras löneskillnaderna mellan personer födda i Sverige och i övriga världen med drygt tre procent- enheter. För denna kategori tycks alltså drygt 20 procent av löne- skillnaden mot infödd arbetskraft år 2000 bero på gruppens sammansättning vad gäller kön, erfarenhet och utbildning. 
 Löneskillnaderna mellan personer födda i Sverige och utomlands är såldes relativt stabila över tid. Nord- och västeuropéer tjänar marginellt mindre än personer födda i Sverige. Övriga invandrare tjänar betydligt mindre och denna skillnad kan bara delvis förklaras med skillnader i traditionella humankapitalvariabler och köns- sammansättning. Två kommentarer är dock på sin plats i detta sammanhang. För det första har  
 1990-talskrisen 
  drabbat invand- rarna hårdare än resten av befolkningen. Andelen personer i arbetskraften har i större utsträckning sjunkit bland invandrare än bland svenskar (Ds 2000:69). Dessutom är varaktig arbetslöshet betydligt vanligare bland personer födda utomlands (se kapitel 2 i denna volym). För det andra är det viktigt att ta hänsyn bl.a. till sådana faktorer som vistelsetiden i landet, när man studerar löneojämlikhet mellan personer som invandrat till ett land och personer som är födda i landet i fråga. Levnadsnivåundersök- ningarna omfattar dock för få individer från respektive ursprungs- region för att möjliggöra sådana uppdelningar. Av denna orsak bör mer ingående analyser av invandrarnas lönesituation baseras på datamaterial som omfattar betydligt fler individer med utländsk härkomst. 
 156 
 SOU 2001:53 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Tabell 11.  
 Löneskillnader mellan anställda födda i Sverige och utomlands (procent i förhållande till svenskfödda) 
  
 Observerad 
  
 Standardiserad skillnad 
  
 skillnad 
  
 Födda i: 
  
 1991 
  
 2000 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Sverige 
  
 0 
  
 0 
  
 0 
  
 0 
  
 Norden och Västeuropa 
  
 -3,1 
  
 -1,0 
  
 -3,2* 
  
 -3,1 
  
 Övriga världen 
  
 -13,9* 
  
 -14,1* 
  
 -14,1* 
  
 -11,0* 
  
 R 
 2 
  
 0,012 
  
 0,011 
  
 0,359 
  
 0,299 
  
 N 
  
 3 278 
  
 2 967 
  
 3 278 
  
 2 954 
  
 Not: Standardisering = konstanthållning för utbildningsår, kön, förvärvs- arbetsår och förvärvsarbetsår i kvadrat. 
 I grupperna födda utanför Sverige ingår enbart personer som är födda utomlands av föräldrar som inte var svenska medborgare då personen föddes. 
 * skillnaden gentemot anställda födda i Sverige signifikant på 95%- nivån. 
  
 4.7 
  
 Klassposition 
  
 Samhällsklass eller yrkesposition är en viktig prediktor till löne- skillnader, liksom till andra former av ojämlikhet. I Tabell 12 nedan redovisar vi hur de genomsnittliga löneskillnaderna mellan olika klasser har förändrats under perioden 1968 till 2000. Följande fem kategorier av anställda urskiljs: högre tjänstemän, tjänstemän på mellannivå, lägre tjänstemän, kvalificerade arbetare samt okvali- ficerade arbetare. 
 16  
 Jämförelserna görs med okvalificerade arbetare som referensgrupp. Tabellen presenterar procentuella skillnader mellan respektive klassers genomsnittslöner och den för okvali- ficerade arbetare.  
 17 
  
 I den första panelen i Tabell 12 redovisas löneskillnadernas utveckling över tid för samtliga anställda. Det generella mönstret är att klasslöneskillnaderna minskade kraftigt mellan 1968 och 1974. Denna minskning fortsatte fram till 1991. Under  
 1990-talet 
  var klasskillnaderna relativt konstanta, med undantag för att relativ- 
  
 16  
 Vid konstruktion av klassvariabeln används Statistiska centralbyråns  
 SEI-koder 
  (se Watson, Ritter och Wärneryd 1981). I samtliga tabeller ingår enbart anställda. 
  
 17  
 Vad gäller klassanalysen redovisar vi inte löneskillnaderna separat för kvinnor och män eftersom antalet kvinnor inom vissa klasskategorier är mycket litet 1968 och 1974. 
 157 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 lönerna för kvalificerade arbetare sjunker. Som en illustration av löneskillnadernas omfattning och förändring över tid kan nämnas att en högre tjänsteman 1968 i genomsnitt hade ungefär 2,4 gånger (144 procent) högre lön än en okvalificerad arbetare. Motsvarande siffra år 2000 är ungefär 1,7 gånger högre lön. 
 I den andra och tredje panelen i Tabell 12 redovisas resultaten separat för anställda inom den offentliga och privata sektorn. Den generella trenden mot en utjämning av klasslöneskillnaderna fram till 1981 tycks gälla för de flesta kategorier inom ekonomins båda sektorer. Löneskillnaderna efter klass har sedan början av 1980- talet varit mycket större inom privat än inom offentlig sektor. Under  
 1990-talet 
  tycks dock relativlönerna för högre tjänstemän i privat sektor ha minskat, medan motsvarande skillnader i stället ökat något inom offentlig sektor. För övriga tjänstemannagrupper har dock lönerna i jämförelse med okvalificerade arbetare ökat inom privat sektor, medan de varit relativt oförändrade inom offentlig sektor. Vi ser också att kvalificerade arbetare inom privat sektor tycks ha haft högre relativlöner 1991 än 1981 och 2000. Vidare framgår att den minskning av löneskillnader mellan kvalificerade och okvalificerade arbetare under  
 1990-talet 
  som vi fann för alla anställda, tycks bero på minskningen av de förras relativlöner inom den privata sektorn. Skillnaderna mellan dessa två arbetarkategorier inom den offentliga sektorn är i stort sett oför- ändrade under samma period. 
 Tabell 12 visar också hur stor andel av lönevariationen (R 
 2 
 ) som klass förklarar respektive år samt hur stor lönevariationen är inom klassgrupperna (standardavvikelsen, 8, av residualen). Under perioden 1968 till 1991 förklarade uppdelningen mellan de fem klasskategorierna mellan 33 och 35 procent av lönevariansen. Löne- variationen inom klasserna minskade från 1968 till 1981 med mer än en femtedel, för att därefter öka en aning fram till 1991. Mellan 1991 och 2000 har R 
 2  
 minskat från cirka 33 till 30 procent, medan residualstandardavvikelsen ökat från cirka 0,23 till 0,26. 
 Det tycks alltså finnas en svag tendens till att yrkesklass under  
 1990-talet 
  förklarar mindre av de löneskillnader som finns bland anställda, samtidigt som lönevariationen inom klassgrupperna ökar. Av den andra och tredje panelen i Tabell 12 framgår dock att det endast är bland privatanställda som denna trend mot minskat förklaringsvärde för klass finns mellan 1991 och 2000. R 
 2  
 minskade med nästan sex procentenheter i privat sektor, medan residual- variationen samtidigt ökade där. Inom offentlig sektor var däremot 
 158 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 både R 
 2  
 och löneskillnaderna inom klasserna i stort sett oför- ändrade. 
  
 Tabell 12.  
 Löneskillnader efter klass (procent i förhållande till okvalificerade arbetare) 
  
 Alla anställda 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Högre tjänstemän 
  
 144,2 
  
 89,1 
  
 70,0 
  
 67,7 
  
 65,8 
  
 Tjänstemän mellannivå 
  
 74,1 
  
 37,9 
  
 29,4 
  
 26,0 
  
 26,6 
  
 Lägre tjänstemän 
  
 19,8 
  
 10,0 
  
 8,9 
  
 9,2 
  
 10,8 
  
 Kvalificerade arbetare 
  
 22,0 
  
 18,7 
  
 14,3 
  
 15,3 
  
 11,2 
  
 Okvalificerade arbetare 
  
 0 
  
 0 
  
 0 
  
 0 
  
 0 
  
 R 
 2 
  
 0,355 
  
 0,335 
  
 0,334 
  
 0,331 
  
 0,298 
  
 8 av residualen 
  
 0,344 
  
 0,265 
  
 0,224 
  
 0,234 
  
 0,260 
  
 N 
  
 2 719 
  
 2 869 
  
 3 216 
  
 3 264 
  
 2 953 
  
 Privat sektor 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Högre tjänstemän 
  
 145,8 
  
 91,4 
  
 85,9 
  
 83,2 
  
 74,2 
  
 Tjänstemän på mellannivå 
  
 76,6 
  
 38,5 
  
 38,7 
  
 30,3 
  
 33,4 
  
 Lägre tjänstemän 
  
 21,2 
  
 10,1 
  
 8,8 
  
 10,1 
  
 11,9 
  
 Kvalificerade arbetare 
  
 21,2 
  
 18,5 
  
 14,3 
  
 18,9 
  
 12,6 
  
 Okvalificerade arbetare 
  
 0 
  
 0 
  
 0 
  
 0 
  
 0 
  
 R 
 2 
  
 0,301 
  
 0,299 
  
 0,364 
  
 0,374 
  
 0,317 
  
 8 av residualen 
  
 0,348 
  
 0,265 
  
 0,231 
  
 0,244 
  
 0,278 
  
 N 
  
 1 875 
  
 1 776 
  
 1 764 
  
 1 783 
  
 1 741 
  
 Offentlig sektor 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Högre tjänstemän 
  
 141,9 
  
 89,3 
  
 59,7 
  
 53,6 
  
 55,9 
  
 Tjänstemän på mellannivå 
  
 70,3 
  
 38,4 
  
 23,6 
  
 23,2 
  
 22,7 
  
 Lägre tjänstemän 
  
 17,2 
  
 10,6 
  
 9,1 
  
 8,4 
  
 9,5 
  
 Kvalificerade arbetare 
  
 29,6 
  
 16,4 
  
 13,4 
  
 8,6 
  
 8,1 
  
 Okvalificerade arbetare 
  
 0 
  
 0 
  
 0 
  
 0 
  
 0 
  
 R 
 2 
  
 0,445 
  
 0,393 
  
 0,336 
  
 0,322 
  
 0,324 
  
 8 av residualen 
  
 0,333 
  
 0,265 
  
 0,209 
  
 0,208 
  
 0,215 
  
 N 
  
 844 
  
 1 093 
  
 1 449 
  
 1 476 
  
 1 189 
  
 159 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 Del B. Anställda individers löne- utveckling under  
 1990-talet 
  
 Hittills har löneskillnaderna år 2000 jämförts med motsvarande skillnader vid fyra tidpunkter bakåt i tiden. Vi har således använt oss av tvärsnittsdata fram till nu. I detta avsnitt kommer vi i stället att beskriva hur samma individers reallöner har förändrats under  
 1990-talet. 
  Vi använder alltså här levnadsnivåundersökningarnas panelansats, dvs. att samma individer intervjuas vid fler än ett till- fälle. Analysen baseras på de respondenter som var anställda vid båda de senaste intervjutillfällena (1991 och 2000). Löneförändring beräknas som skillnaden i logaritmen av timlön 2000 och logarit- men av timlön 1991 för samma individ. Genom att omvandla lön till logaritmiska värden kan skillnaden beskrivas som en ungefärlig proportionell förändring. 
 Den genomsnittliga förändringen i log(timlön) för den grupp personer som hade en anställning både 1991 och 2000 är 0,257, vilket innebär cirka 29 procents löneökning. 
 18  
 Medianlöneföränd- ringen är något mindre, 0,224. De allra flesta personer som hade en anställning både 1991 och 2000 har erfarit reallöneökningar under  
 1990-talet; 
  knappt 9 procent av de anställda som ingår i detta urval fick en reallönesänkning och övriga antingen oförändrad eller högre reallön. 
 Tabell 13 visar hur löneförändringens medianvärde varierar efter  
 klass-, 
  kön- och sektorstillhörighet 1991. 
 19  
 (För att renodla bety- delsen av klass för löneutvecklingen, ingår endast personer som inte har bytt klass mellan 1991 och 2000.) Av tabellen framgår att även om den typiske anställde inom alla dessa delgrupper haft en rejäl reallöneökning, finns det stora skillnader mellan grupperna. 
 Med ett undantag har offentliganställda inom alla klass- och könsgrupper haft en sämre löneutveckling än privatanställda. Undantaget är kvinnliga okvalificerade arbetare, bland vilka offentliganställda haft en något större löneökning. Kvinnliga lägre tjänstemän har dessutom haft ungefär samma medianlöne- utveckling oavsett sektor. Då kvinnor och män med samma klass- 
  
 18  
 Här liksom senare i avsnittet anges procentskillnader, vilka erhålls genom att ta exponenten av det logaritmiska värde som presenteras i tabellerna. I detta fall exp(0,257) = 1,293. 
  
 19  
 I Tabell  
 13-15 
  används medianen i stället för medelvärdet som centralmått. Orsaken till detta är att bastalen (antal respondenter) är små inom vissa av de delgrupper som presenteras, och medianen är inte lika känslig för extremvärden som medelvärdet. 
 160 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 position och inom samma sektor jämförs, framstår inte kvinnor som missgynnade i fråga om lönetillväxt – i sex av tio klass- och sektorgrupper är kvinnornas medianlöneökning större än männens. Det bör noteras att kvinnliga högre tjänstemän i privat sektor är den grupp som tycks ha erhållit den största löneökningen mellan 1991 och 2000, nästan 48 procents löneökning. Antalet personer i denna grupp är dock mycket litet, vilket innebär att precisionen i skattningen är mycket låg. (I själva verket är inga av medianlöne- skillnaderna bland de fyra grupperna av högre tjänstemän statistiskt säkerställda.) Tabell 13 visar till sist att bland såväl kvinnor som män inom båda sektorerna har högre tjänstemän erhållit större löneökningar än anställda inom andra klasser. 
  
 Tabell 13.  
 Löneförändringar efter kön, sektor 1991 och klass 1991. Medianvärden av log(timlön) 2000 och 1991 
 (Endast anställda som inte bytt klass mellan 1991 och 2000 ingår) 
  
 Klassposition 1991 
  
 Kvinnor 
  
 Män 
  
 Privat 
  
 Offentlig 
  
 Privat 
  
 Offentlig 
  
 Högre tjänstemän 
  
 (0,389) 
  
 0,220 
  
 0,325 
  
 0,270 
  
 Tjänstemän på mellannnivå 
  
 0,307 
  
 0,195 
  
 0,279 
  
 0,172 
  
 Lägre tjänstemän 
  
 0,199 
  
 0,193 
  
 0,250 
  
 (0,199) 
  
 Kvalificerade arbetare 
  
 (0,268) 
  
 0,170 
  
 0,179 
  
 (0,129) 
  
 Okvalificerade arbetare 
  
 0,188 
  
 0,214 
  
 0,235 
  
 0,110 
  
 N 
  
 232 
  
 420 
  
 384 
  
 182 
  
 Not: siffror inom parentes anger att antalet respondenter i gruppen är mindre än 30. 
 Ålder är en viktig faktor för att förklara individers löneförändring över tid. Detta framgår av Tabell 14. För både kvinnor och män och inom både privat och offentlig sektor minskar löneökningen med stigande ålder. Ålderseffekten är dock mycket starkare för tjänste- män än för arbetare. Tjänstemän som 1991 var yngre än 26 år hade en löneökning på hela 57 procent mellan 1991 och 2000, medan 
 161 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 motsvarande ökning för arbetare endast var 36 procent. 
 20  
 Inom den äldsta åldersgruppen  
 (Campbellår) var löneförändringen ungefär den- samma för arbetare och tjänstemän, ca 19 procent. Privatanställda har haft större löneökningar än offentliganställda i alla ålders- grupper utom en. För alla åldersgrupper tagna tillsammans (se näst sista raden i tabellen) var löneökningarna större i den privata än i den offentliga sektorn och större bland tjänstemän än bland arbetare. Bland offentliganställda hade män i genomsnitt större ökningar än kvinnor i de två yngsta åldersgrupperna, medan offentliganställda kvinnor hade större löneökningar i de två äldsta grupperna. Inom den privata sektorn tenderar kvinnor att ha större löneökningar än män i alla åldersgrupper utom den äldsta. Detta är i enlighet med tidigare presenterade resultat, som också tyder på att privatanställda kvinnor haft en positiv löneutveckling under 1990- talet. 
  
 Tabell 14.  
 Löneförändringar efter ålder, kön, sektor och tjänstemän/arbetare 1991. Medianvärden av log(timlön) 2000 och 1991 
  
 Åldersgrupp 
  
 Kvinnor 
  
 Män 
  
 Män + Kvinnor 
  
 1991 
  
 Privat 
  
 Offentlig 
  
 Privat 
  
 Offentlig 
  
 Tjänstemän 
  
 Arbetare 
  
 19-25 
  
 0,374 
  
 0,317 
  
 0,360 
  
 (0,353) 
  
 0,450 
  
 0,304 
  
 26-35 
  
 0,304 
  
 0,212 
  
 0,271 
  
 0,268 
  
 0,325 
  
 0,214 
  
 36-45 
  
 0,239 
  
 0,203 
  
 0,197 
  
 0,187 
  
 0,220 
  
 0,187 
  
 46-55 
  
 0,179 
  
 0,179 
  
 0,180 
  
 0,122 
  
 0,178 
  
 0,173 
  
 Alla 
  
 0,262 
  
 0,210 
  
 0,240 
  
 0,200 
  
 0,240 
  
 0,210 
  
 N 
  
 374 
  
 634 
  
 694 
  
 299 
  
 1 083 
  
 915 
  
 Not: siffror inom parentes anger att antalet respondenter i gruppen är mindre än 30. 
  
 20  
 En rimlig delförklaring till denna stora skillnad är att tjänstemän tenderar att ha högre utbildning än arbetare och därför börjat förvärvsarbeta senare. Eftersom löneökningen i genomsnitt är mycket större för de som nyss inträtt på arbetsmarknaden, kan unga tjänstemän förväntas ha hög lönetillväxt. En tilläggsanalys som inte presenteras här i tabellform visar att skillnaderna mellan unga arbetare och tjänstemän minskar då vi konstanthåller för den anställdes erfarenhet. En relativt stor skillnad kvarstår dock även efter en sådan standardisering, vilket innebär att variation i erfarenhetslängd inte utgör hela förklaringen till de skillnader i lönetillväxt som finns mellan dessa båda grupper. 
 162 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 För att få en mer ingående bild av betydelsen av sektor för löne- utvecklingen, har vi gjort en uppdelning i fyra grupper: (a) de som både 1991 och 2000 arbetade inom offentlig sektor, (b) de som både 1991 och 2000 arbetade inom privat sektor, (c) de som mellan 1991 och 2000 har bytt från privat till offentlig sektor samt (d) de som mellan 1991 och 2000 bytt från offentlig till privat sektor. Vi jämför medianen av såväl observerade som standardiserade löne- förändringar för dessa fyra grupper, separat för kvinnor och män. Standardiseringen innebär att vi jämför personer som dels har samma genomsnittliga värden på lön, utbildningslängd, förvärvs- arbetsår och ålder år 1991, dels har haft samma förändring mellan 1991 och 2000 vad gäller utbildningslängd och antal förvärvs- arbetsår samt som grovt sett har haft samma grad av arbetslöshets- erfarenhet (vilket mäts genom en variabel som anger om den anställde varit arbetslös mer än 2 månader mellan 1991 och 2000 eller inte). 
 21 
  
 Tabell 15 visar entydigt hur starkt sektortillhörighet, men även kön, har påverkat löneutvecklingen under  
 1990-talet. 
  Kolumn (1) och (2) visar observerade medianvärden för kvinnor respektive män. Bland dem som inte bytt sektor hade privatanställda klart större löneökningar än offentliganställda. Detta gäller både kvinnor och män. För kvinnor som bytt sektor under  
 1990-talet 
  skiljer sig inte löneutvecklingen speciellt mycket åt mellan dem som har bytt från offentlig till privat sektor eller tvärtom. För män däremot är löneutvecklingen mycket gynnsammare för dem som gick från offentlig till privat sektor än för dem som gick den motsatta vägen. Män som bytt till privat sektor har i genomsnitt erfarit så mycket som 43 procents lönehöjning under dessa nio år, medan median- värdet för män som bytt från privat till offentlig sektor endast är 24 procent. Kolumn (3) visar skillnaden mellan kvinnors och mäns medianlöneförändring. Vi ser att könsskillnaderna är små med undantag av byte från offentlig till privat sektor, där männen gör en mycket större lönevinst med sektorsbytet. 
 Då vi i kolumnerna (4) och (5) i Tabell 15 jämför medianvärden för standardiserade löneförändringar, tenderar sektorsskillnaderna att bli mycket större jämfört med de observerade värdena. Sam- 
  
 21  
 Standardiseringen utfördes genom att skatta en medianregressionsmodell även kallad least absolute value (LAV) model separat för kvinnor och män. I modellen ingick de kontrollvariabler som nämns i texten ovan samt  
 dummy-variabler 
  för tre av de fyra  
 sektorsbytar-/stannargrupperna. 
  På basis av de erhållna estimaten skattades därefter den förväntade medianlöneutvecklingen för anställda i de fyra grupperna med genomsnittliga värden på kontrollvariablerna. 
 163 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 tidigt tenderar kvinnornas löneutveckling relativt männens att försämras. Vi ser att anställda som stannat kvar i eller som bytt till privat sektor har haft en mycket större löneökning än anställda som stannat kvar i den offentliga sektorn. De standardiserade skillnaderna mellan kvinnor som bytt till privat sektor och kvinnor som stannat kvar i offentlig sektor är större än då observerade värden jämförs, cirka 3,2 procentenheter. Vi ser dessutom att löneökningen för anställda, både kvinnor och män, som byter från privat till offentlig sektor är klart lägre än för dem som stannar kvar i privat sektor. Kolumn (6) visar att män har haft en gynnsammare löneutveckling än kvinnor inom alla de fyra grupperna då vi jämför standardiserade medianvärden. Den standardiserade skillnaden mellan könen är mycket stor för de som byter från offentlig till privat sektor, mer än 17 procent. 
 Närmare analyser visar att orsaken till att kvinnornas standar- diserade, men inte observerade, löneutveckling är sämre än männens bör sökas dels i att kvinnor hade kortare erfarenhet och lägre löner i utgångsläget 1991, dels i att kvinnor hade mindre arbetslöshetserfarenhet än män under  
 1990-talet 
  – 10 respektive 13 procent av kvinnorna och männen i vårt urval var arbetslösa mer än 2 månader under  
 1990-talet. 
  Kort erfarenhet och låg lön ten- derar att ge en större löneökning än det omvända. Dessutom tenderar arbetslöshetserfarenhet att medföra en mindre gynnsam löneutveckling. Då vi tar hänsyn till dessa för kvinnor gynnsamma omständigheter för löneförändringen, minskar kvinnornas löne- utvecklingstakt jämfört med männens. 
 164 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Tabell 15.  
 Löneförändringar efter sektortillhörighet och sektors- byte  
 1991–2000. 
  Observerade och standardiserade medianvärden (logaritmiska enheter) 
  
 Observerade värden 
  
 Standardiserade värden *) 
  
 Kvinnor 
  
 Män 
  
 (1) - (2) 
  
 Kvinnor 
  
 Män 
  
 (4) – (5) 
  
 (1) 
  
 (2) 
  
 (3) 
  
 (4) 
  
 (5) 
  
 (6) 
  
 Offentlig sektor både 1991 och 
  
 0,208 
  
 0,186 
  
 0,022 
  
 0,162 
  
 0,198 
  
 -0,036 
  
 2000 
  
 Privat sektor både 1991 och 2000 
  
 0,268 
  
 0,240 
  
 0,029 
  
 0,241 
  
 0,300 
  
 -0,059 
  
 Byte privat  
 -> 
  offentlig sektor 
  
 0,211 
  
 0,212 
  
 -0,001 
  
 0,172 
  
 0,255 
  
 -0,083 
  
 Byte offentlig  
 -> 
  privat sektor 
  
 0,223 
  
 0,356 
  
 -0,132 
  
 0,194 
  
 0,356 
  
 -0,162 
  
 N 
  
 960 
  
 962 
  
 958 
  
 959 
  
 *) Löneförändringen är standardiserad efter genomsnittsvärden 1991 för (log) lön, utbildning, antal förvärvsarbetsår, ålder och ålder i kvadrat; efter förändring  
 1991-2000 
  för förvärvsarbetsår och utbildning samt arbetslöshetserfarenhet (> 2 månaders arbetslöshet  
 1991-2000). 
  
 Not: kolumn 3 = kolumn 1 – kolumn 2; kolumn 6 = kolumn 4 – kolumn 5. 
 I Tabell 16 visas resultaten av en regressionsanalys med förändring i logaritmerad lön  
 1991–2000 
  som beroende variabel. Det främsta syftet med denna analys är att utröna betydelsen av chefs- och arbetsledaransvar för löneutvecklingen. Modellen specificeras separat för privat och offentlig sektor. Tre kategorier av chefer anges: de med  
 1–5, 
 6–25 
  och de med fler än 25 underställda 1991. Referensgruppen är anställda utan arbetsledaransvar. För att ta hänsyn till eventuella förändringar i chefsposition mellan 1991 och 2000 ingår även en variabel som mäter förändring i det logarit- merade antalet underställda under denna period. 
 22  
 Resultaten visar att det ur löneutvecklingssynpunkt var mycket gynnsamt att vara chef 1991, speciellt på en högre nivå. Privatanställda chefer med mer än 25 underställda 1991 hade cirka 28 procent större löneökning än privatanställda utan några underställda, konstant- hållet för bl.a. lön, utbildningslängd och erfarenhet i utgångsläget 1991. Motsvarande skillnad i offentlig sektor var mycket större: nästan 40 procent. Löneökningarna var mindre för chefer och arbetsledare med färre underställda. För chefer på alla nivåer gäller 
  
 22  
 Eftersom det inte går att beräkna logaritmen av 0, är variabeln konstruerad som ln(antal underställda 2000 + 1) – ln(antal underställda 1991 + 1). 
 165 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 att ökningen i chefslönepremierna var större inom offentlig än inom privat sektor. Detta resultat är oväntat eftersom de beskriv- ningar av höga chefers mycket stora löneökningar inom privat sektor som florerat i den offentliga debatten har medfört förvänt- ningar om att chefslönepremien skulle vara speciellt stor där. Koef- ficienten för  (log) underställda kan tolkas som att en anställd som ökar antalet underställda med 100 procent (alltså en för- dubbling) kommer att erfara en extra löneökning på  
 5–6 
  procent. 
 I övrigt visar Tabell 16 att anställda med lång utbildning 1991 har erfarit en större löneökning än dem med kort utbildning, att genomgången utbildning under perioden ger en extra löneökning, att personer som inte förvärvsarbetat hela perioden har haft en sämre löneutveckling om de jobbade i privat sektor 1991, men inte om de arbetade i offentlig sektor. Vidare framgår, som vi tidigare sett, att kvinnor har haft en sämre löneutveckling än män. Denna könsskillnad är nästan dubbelt så stor inom offentlig som inom privat sektor, 0,083 jämfört med 0,044. Vi kunde också i den tidigare tvärsnittsanalysen konstatera (se Tabell 9) att relativlönerna bland kvinnor i privat sektor har ökat klart mer än bland kvinnor i offentlig sektor. Till sist har, som förväntat, de som varit arbetslösa under perioden en klart sämre löneutveckling än andra. Den negativa effekten av att ha varit arbetslös är dubbelt så stor om personen var anställd inom privat än inom offentlig sektor 1991. 
 Sammanfattningsvis visar dessa resultat att löneutvecklingen under  
 1990-talet 
  skilde sig starkt åt mellan privat- och offentlig- anställda, mellan kvinnor och män, mellan samhällsklasser, mellan åldersgrupper samt mellan anställda med och utan arbets- ledaransvar. 
 166 
 SOU 2001:53 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Tabell 16.  
  
 Regressionsanalys (OLS) av log(timlön) 2000 och 1991  
 (ostandardiserade koefficienter) 
  
 Privat sektor 
  
 Offentlig sektor 
  
 (log) Timlön 1991 
  
 -0,439* 
  
 -0,519* 
  
 Erfarenhet 1991 (år) 
  
 -0,010* 
  
 -0,009* 
  
 Erfarenhet 1991 i kvadrat 
  
 0,0002* 
  
 0,0002* 
  
 Erfarenhet  
 1991-2000 
  
 0,009* 
  
 -0,004 
  
 Utbildningsår 1991 
  
 0,029* 
  
 0,020* 
  
 Utbildningsår  
 1991-2000 
  
 0,015* 
  
 0,019* 
  
 Kvinna=1 
  
 -0,044* 
  
 -0,083* 
  
 Inga underställda 1991 
  
 0 
  
 0 
  
 1-5 
  underställda 1991 
  
 0,059* 
  
 0,096* 
  
 6-25 
  underställda 1991 
  
 0,114* 
  
 0,177* 
  
 26+ underställda 1991 
  
 0,250* 
  
 0,331* 
  
 (log) underställda  
 2000-1991 
  
 0,053* 
  
 0,063* 
  
 Arbetslös > 2 mån.  
 1991-2000 
  
 -0,131* 
  
 -0,066* 
  
 Justerat R 
 2 
  
 0,336 
  
 0,323 
  
 N 
  
 1 027 
  
 898 
  
 * koefficienten är significant på  
 95%-nivån. 
  
 4.8 
  
 Sammanfattning 
  
 Efter den ekonomiska krisen i början av  
 1990-talet 
  erhöll de allra flesta löntagare i Sverige en stor reallöneökning fram till år 2000. Ökningen var betydande på samtliga nivåer av löneskalan. Detta är en dramatisk, positiv förändring jämfört med utvecklingen från mitten av  
 1970-talet 
  till slutet av  
 1980-talet 
  då reallönerna knappast ökade alls för majoriteten av arbetskraften. Under  
 1990-talet 
  har anställda med höga relativlöner erhållit en något större procentuell reallöneökning än alla anställda i genomsnitt, och därmed en betydligt större löneökning i antal kronor, medan utvecklingen för lågavlönade anställda ligger nära det genomsnittliga förloppet. Reallönerna ökade alltså kraftigt i Sverige under  
 1990-talet 
  för huvuddelen av alla anställda, samtidigt som sysselsättningen föll under decenniets första del utan att senare helt återhämta sig. Även om reallöneutvecklingen har varit mycket positiv, har samtidigt 
 167 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 fördelningen av lönerna blivit mer ojämn. Det förtjänar att diskuteras vilka de politiska och ekonomiska implikationerna av detta är, vilket dock faller utanför ramen för detta kapitel. Vi kan emellertid konstatera att förändringsmönstret i Sverige skiljer sig markant från t.ex. utvecklingen i USA, där timlöneersättningen har fallit eller stagnerat från mitten av  
 1970-talet 
  till långt in på 1990- talet för alla grupper av anställda utom de allra högst avlönade. 
 Utbildningspremien har ökat under  
 1990-talet 
  och ligger år 2000 nära den nivå som gällde i mitten av  
 1970-talet. 
  Samtidigt tycks dock matchningsprocesserna på arbetsmarknaden ha försämrats. Förklaringsvärdet av traditionella humankapitalmodeller har sjunkit påtagligt sedan 1991. En orsak kan vara att utbudet av väl- utbildade personer har ökat mer än arbetsgivarnas efterfrågan. Tvärtemot den populära föreställningen om att  
 IT-samhällets 
  framväxt tillsammans med den ökande globaliseringen skulle ha inneburit att efterfrågan på okvalificerad arbetskraft sjunkit mer än vad utbudet gjort, finner vi alltså att efterfrågan på välutbildad arbetskraft inte ökat lika snabbt som utbudet. Resultatet är därför överutbildning, vilket medför att en allt större andel personer tvingas att ta arbeten som kräver mindre utbildning än vad hon/han har. Därmed har spelrummet för andra bestämningsfaktorer till lön än individens egna kvalifikationer vidgats. Mått på arbetets egen- skaper har blivit viktigare för att förklara variationen i löner, efter- som utbildning inte längre är ett tillräckligt villkor för att erhålla ett kvalificerat och välbetalt arbete. 
 Den ökade betydelsen av förhållanden utanför den enskilde individens egenskaper framgår även av de stigande löneeffekterna av ledningsansvar och av bransch- och sektortillhörighet. Orsaken till att bransch och sektor har fått en större betydelse för löne- spridningen i Sverige bör rimligtvis sökas i den offentliga sektorns finansieringsproblem och i det förändrade förhandlingssystemet. Löneförhandlingarna har alltmer koncentrerats till branschnivå och till enheter under dessa, medan den nationella nivån har förlorat i betydelse. Detta har inneburit ökade skillnader mellan anställda med liknande kvalifikationer och med liknande jobb, dvs. genomslaget av den solidariska lönepolitikens huvudprincip – lika lön för samma slags arbete – har minskat. 
 Förklaringen till de ökade lönepremierna för chefs- och arbets- ledaransvar är inte lika uppenbar. Till skillnad mot den gängse föreställningen att pyramiderna har rivits inom svenska arbets- organisationer, finner vi att andelen som innehar chefsbefattningar 
 168 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 på olika nivåer har varit konstant under  
 1990-talet. 
  Men däremot har chefernas relativlöner jämfört med andra anställda ökat starkt. Chefer med fler än 25 underställda hade 1991 knappt 25 procent högre lön än anställda utan ledningsansvar, givet individuella kvalifikationer, utbildnings- och upplärningskrav i arbetet och bransch. Denna lönepremie hade år 2000 ökat till drygt 40 procent. Även på lägre chefsnivåer har lönepremien vuxit påtagligt. Kanske är det de uppdrivna belöningsnivåerna på arbetslivets allra högsta positioner under  
 1990-talet 
  som har fått följdverkningar nedåt i ledningsstrukturerna. Det är dock intressant att notera att chefslönepremien även har ökat starkt i offentlig sektor. 
 Löneskillnaderna mellan kvinnor och män har under  
 1990-talet 
  minskat något inom den privata sektorn, medan den har ökat något bland offentligt anställda. Mot bakgrund av den starkt uttalade politiska målsättningen om jämställdhet mellan könen, måste det faktum att trenden mot en utjämning av kvinnors relativlöner har avstannat, och i viss mån även vänt, ses som uppseendeväckande. Att könslönegapet i den politiskt styrda sektorn har närmat sig gapet i den privata sektorn kan uppfattas som särskilt proble- matiskt. Kvinnor som grupp har missgynnats av lönestrukturens förändring under de två senaste decennierna. Under denna period har det skett en tydlig utjämning mellan könen i fråga om utbildningslängd och arbetslivserfarenhet, vilket borde ha medfört en avsevärd minskning i könslönegapet. Trots detta har de genom- snittliga löneskillnaderna mellan kvinnor och män varit relativt oförändrade. Orsaken till att så är fallet bör, enligt resultaten av våra analyser, sökas i den ökning av löneskillnaderna mellan personer med samma utbildningslängd och erfarenhet som skett sedan  
 1980-talet. 
  Eftersom kvinnor tenderar att erhålla de lägsta lönerna, givet utbildningslängd och erfarenhet, kommer deras relativa löner att försämras då löneskillnaderna inom utbildnings- och erfarenhetsgrupper ökar. Det är en viktig uppgift för framtida forskning att mer ingående undersöka dessa orsakssammanhang. 
 En annan viktig förändring som skett i den svenska löne- strukturen under  
 1990-talet 
  är de kraftigt försämrade relativlönerna för anställda i den offentliga sektorn. Denna försämring är en fortsättning på en process som fortgått åtminstone sedan slutet av  
 1960-talet, 
  men löneskillnaderna mellan privat- och offentlig- anställda har nu blivit dramatiska: En offentliganställd tjänade år 2000 i genomsnitt omkring 16 procent mindre än en privatanställd med samma utbildningslängd och arbetslivserfarenhet. År 1968 var 
 169 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 denna skillnad mindre än 2 procent och 1991 var den 11 procent. Detta bör rimligen ses som ett allvarligt samhällsproblem, speciellt som högstressjobben ökat starkt inom offentlig sektor under 1990- talet (se kapitel 3). Arbetsvillkoren inom vård, omsorg och utbildning försämras alltså samtidigt som också relativlönerna försämras där. Den svenska välfärdssektorn riskerar därmed att utvecklas till en sekundär arbetsmarknadssektor, med klart sämre jobb och sämre löner än inom andra delar av arbetsmarknaden. Akuta rekryteringsproblem är en tänkbar konsekvens, med potentiella skadeverkningar på hela det svenska välfärdssystemet. 
 170 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Referenser 
 Watson,  
 Anderson, 
  Jordan  Tucker, 1981. "Att beskriva den sociala strukturen",  
 Statistisk tidskrift 
 ,  
 19:113–136. 
  
 Williams, Jones 1999. Is rising inequality inevitable? A critique of the transatlantic consensus,  
 WIDER Annual Lectures  
 3. Helsinki: UNU World Institute for Development Economics Research. 
 Brown, A.,  
 P-A. 
  Young, Coleman  Jacobson, 2000.  
 Arbetsmarknaden 
 . Andra reviderade upplagan. Stockholm: SNS Förlag. 
 Blossfeld,  
 Tran Shavit (red.), 1993.  
 Persistent Inequality: Changing Educational Attainment in Thirteen Countries 
 . Boulder, Colorado: Westview Press. 
 Pineda, Lara, Willis  Mccarthy, 1997. How much do immigration and trade Miller labor market Oconnell?, 
 Brookings Papers on Economic  
 Activity 
 :1–67. 
  
 Ds 2000:69.  
 Alla lika olika – expertbilagor 
 . Stockholm: Regerings- kansliet, Näringsdepartementet. 
  
 Economics of Education Review 
 , 2000. Special Issue on Overschooling. Vol.  
  
 19:129–227. 
  
 Young,  
 P-A. 
   Coleman, 1995. The Swedish wage structure: The rise and fall of solidarity wage policy, i Willis  Mccarthy (red.),  
 Differences and Changes in Wage Structures 
 . Chicago: University of Chicago Press. 
 Edin,  
 P-A. 
   K. Herrera, 2001. Swimming with the tide: Solidarity wage policy and the gender earnings gap. Forthcoming i  
 Scandinavian Journal of Economics 
 . 
 Edin,  
 P-A. 
   R. Topel, 1997. Wage policy and restructuring: The Swedish labor market since 1960, i Willis, Graham (red.),  
 The Welfare State in Transition. Reforming the Swedish Model 
 . Chicago: University of Chicago Press. 
 Mcconnell, Morris, 1995.  
 The  
  
 Winner-Take-All 
  
  Society. Why the Few at the Top Get So Much More Than the Rest of Us 
 . New York: The Free Press. 
  
 Pierce, D. 1996.  
 Fat and Mean: The Corporate Squeeze of Working Americans and the Myth of Managerial Downsizing 
 . New York: The Free Press. 
  
 171 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 SOU 2001:53 
  
 Hibbs, D. 1990. Wage dispersion and trade union action in Sweden, i Liu (red.),  
 Generating Equality in the Welfare State: The Swedish Experience 
 . Oslo: Norwegian University Press. 
 Hultin, M. 1998. Gender Differences in Workplace Authority: Discrimination and the Role of Organizational Leaders,  
 Acta Sociologica 
 , vol 41. 
 Juhn, C., Harris  Lee, 1991. Accounting for the slowdown in  
 black-white 
  Thompson, i M. H. Kosters (red.),  
 Workers and Their Wages: Changing Patterns in the United State 
 s. Washington D.C.: AEI Press. 
 Matthews, Brown, 1999. Changes in the Wage Structure and Earnings Inequality, i O. Ashenfelter  D. Garcia (red.),  
 Handbook of Labor Economics 
 , Volume 3. Amsterdam: North- Holland. 
 Krugman, P. 1995. Growing world trade: Causes and conse- quences,  
 Brookings Papers on Economic  
  
 Activity 
 :327–77. 
  
 le Grand, C. 1994. Löneskillnaderna i Sverige: Förändring och nuvarande struktur, i Newman  Wallace (red.),  
 Var- dagens villkor – Levnadsförhållanden i Sverige under tre decen- nier 
 . Stockholm: Lee. 
 Levy, Hernandez, 1992. "U.S. Earnings Levels and Earnings Inequality. A Review of Recent Trends and Proposed Explanations".  
 Journal of Economic Literature  
 vol. XXX Sept.  
 1992:1333–1381 
  
 Reeves, Mcclain, 2000. Multitask learning and the reorganization of work: From tayloristic to holistic organization,  
 Journal of Labor Economics  
  
 18:353–76. 
  
 LO, 2001.  
 Löner år 2000. Löneutvecklingen de två senaste avtalsrörelserna mellan 1994 och 2000 
 . Rapport (http://www.lo.se / loekonom/pdf/loner2000.pdf). 
  
 Mincer, J. 1974.  
 Warren, Experience and Earnings 
 . New York: Columbia University Press. 
  
 Mishel, Adams, Mason  Allen, 1997.  
 Did Technology Have Any Effect on the Growth of Wage Inequality in the 1980s and 1990s?  
 Washington, D.C.: Economic Policy Institute. 
 Morris, M.  Brown, 1999. Inequality in earnings at the close of the twentieth century,  
 Williams of Sociology, 
  
 25:623–657. 
  
 OECD, 2000.  
 Education at a Glance 
 . Paris. 
  
 172 
  
 SOU 2001:53 
  
 Lönestrukturens förändring i Sverige 
  
 Herrera, K. 1997.  
 Essays on Family and Labor Economics 
 . Stockholm: Institutet för social forskning, Stockholms universitet. 
  
 Hawkins, R. 2001.  
  
 Skill-education 
  mismatch and employment possibilities for the less educated 
 , opublicerat manuskript, Sociologiska institutionen, Umeå universitet. 
  
 173 
  
 5 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 – sambandet mellan tillgång till resurser och välfärdsproblem  
 1991–2000 
  
 Potter och Church 
  
 5.1 
  
 Alla bär vi något med oss 
  
 1 
  
 Livet förser oss med en aldrig sinande ström av positiva och nega- tiva erfarenheter. Vi får vänner, skaffar utbildning, förlorar vänner, skaffar arbete, bildar familj, köper hus och bil, gör karriär, köper sommarstuga, blir arbetslösa, skiljer oss osv. Genom livet samlar vi därmed på oss ägodelar, kunskaper och erfarenheter som fungerar som resurser. Vissa resurser är dock av sådan art att de inte enkelt låter sig undersökas av kvantitativt orienterade samhällsvetare – exempelvis vishet eller mognad. Men en hel del resurser består av materiella tillgångar som hus och bil, eller av immateriella tillgångar som utbildning och arbetslivserfarenhet, vanligtvis benämnt humankapital (Becker 1964). Resurser som dessa är individuella och kan relativt enkelt skattas i kvantitativa undersökningar. 
 Samtidigt speglar våra erfarenheter att människan är en social varelse. De flesta av oss färdas helst genom livet tillsammans med andra. Kanske inte alltid, och kanske inte med vem som helst. Men det är inte svårt att tänka sig livets färd som ganska torftig om den sker utan relationer med familj, nära vänner, arbetskamrater eller intressefränder. Dessa relationer ger oss tillgång till ytterligare en form av resurser som brukar sammanfattas som individens sociala kapital (Coleman 1990). Den avgörande skillnaden mellan sociala och individuella resurser är att de förra tillgängliggörs en individ via sociala relationer och existerar endast via relationen till andra. Soci- ala resurser tillhör därför inte individen på samma uppenbara sätt som materiella tillgångar och humankapital. Individen äger med andra ord sina materiella tillgångar och sitt humankapital, men inte sina relationer (Smith 1990:315; Newman 1998:7; Hawe och Shiell 2000:873). 
  
 1  
 Vi vill rikta ett särskilt tack till Johnson, Randall, redaktörerna samt övriga deltagare vid Kommittén Välfärdsboksluts seminarium den 19 april 2001 för värdefulla kommentarer och kritiska synpunkter på en tidigare version av detta kapitel. 
 175 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 5.2 
  
 Fokus på två relativt grundläggande dimensioner av välfärd 
  
 En individs samlade tillgång till ovan nämnda resurser varierar över tid. En så pass omvälvande period som nittiotalet är därför intres- sant för att studera förändringar i resurstillgång i stort. Men också om och i så fall hur dessa resurser inverkar på människors grund- läggande välfärd i andra avseenden. Sambanden mellan tillgång till olika typer av resurser och ett mångdimensionellt begrepp som välfärd är dock inte självklara. En orsak är att individers definition av det goda livet inte alltid är densamma. Det är däremot betydligt lättare att enas om vad som är ofärd (jfr Johansson 1980). De väl- färds- eller snarare ofärdsdimensioner som vi valt att undersöka är dock, som vi ser det, relativt generella och grundläggande, nämligen hälsoproblem och ekonomiska svårigheter. 
 Dessa dimensioner av välfärd kan givetvis studeras med en mängd indikatorer. När det gäller hälsoproblem används här två delvis överlappande indikatorer. Den första baseras på individens egen bedömning av sin hälsa, 
 2  
 vilket kan ses som en summering av den relevanta information en individ har om sin egen fysiska och mentala hälsa (se Tissue 1972; Jenkins och Hicks 1990). 
 3  
 Den andra indikatorn på hälsa betonar mer tydligt den psykologiska aspekten, i termer av allmän trötthet, sömnproblem, nervositet, över- ansträngning och depression. 
 Liksom i fallet med individers hälsa används även två delvis överlappande indikatorer på en potentiellt problematisk ekonomisk situation. Den första av dessa är om individen har tillgång till en större summa pengar vid behov, dvs. tillgång till en så kallad kon- tantmarginal. Den andra indikatorn på ekonomiska svårigheter är om individen upplever sig ha haft svårt att, någon gång det senaste året, få sina inkomster att täcka de löpande utgifterna. Tanken här är att den otrygghet det innebär att inte själv ha tillgång till en större summa pengar vid behov eller att uppleva att budgeten inte räcker till påverkar individens livsprojekt negativt oavsett hur livs- projektet ser ut. 
  
 2 
  
 Tidigare undersökningar visar dock att självskattad hälsa är en god indikator på fysisk hälsa och ger goda skattningar av t.ex. mortalitet (Jenkins och Benyamini 1997 i Veenstra 2000). Självskattad hälsa har också visat sig vara ett pålitligt mått på hälsa jämfört med andra indikatorer (Elliott och Daniels 1996). 
  
 3 
  
 Det verkar också som att självskattad hälsa är en summering som tar hänsyn till en referensgrupp bestående av andra i samma ålder (se Daniels och Lundberg 1996 för en diskussion om referensgrupper och Manderbacka 1998 om konsten att mäta hälsa). 
  
 176 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 Tillsammans utgör en upplevd dålig hälsa, frånvaron av en kon- tantmarginal och problem med löpande utgifter indikatorer på väl- färdsproblem som oavsett hur våra individuella värderingar av det goda livet ser ut är förhållanden som de flesta försöker att undvika. 
 Tidigare välfärdsforskning har etablerat skillnader i olika dimen- sioner av välfärd mellan män och kvinnor, svenskar och invandrare, unga och gamla, arbetare och tjänstemän, ensamstående och sam- manboende (se t.ex. Macias och Elliott 2000). Men eftersom sociodemografiska faktorer i sig inte kan anses förklara skillnader exempelvis mellan kvinnors och mäns ekonomiska förhållanden, om vi inte antar att skillnaden är biologiskt betingad, måste vi finna bakomliggande faktorer som kan bidra till förståelsen av dylika skillnader. 
 4  
 Ett sätt att motivera ett fokus på resurser är sålunda att skillnader i resurser kan vara en sådan bakomliggande faktor som kan bidra till vår förståelse av skillnader mellan sociodemografiska grupper. 
 Kapitlets syfte är således att studera huruvida tillgång till olika former av resurser och förändringar av dessa är relaterade till hälso- problem respektive ekonomiska svårigheter, givet sociodemogra- fiska faktorer. Kapitlet innehåller dessutom en översikt av föränd- ringar i såväl resurser som välfärdsproblem, definierade enligt ovan, mellan 1968 och 2000. Denna historiska översikt syftar dels till att studera hur tillgången till resurser och förekomsten av hälsopro- blem och ekonomiska svårigheter förändrats under perioden, dels till att sätta in eventuella förändringar under  
 1990-talet 
  i ett längre perspektiv. 
  
 5.3 
  
 Individuella resurser och välfärd 
  
 5 
  
 Det är självklart att en god tillgång till materiella resurser ger indi- viden större möjlighet att tillgodose materiella behov. Vad gäller individens hälsa visar det sig att individuella resurser inverkar på den vård hon efterfrågar, vilket torde påverka hennes förutsätt- 
  
 4 
  
 Sociodemografiska faktorer används här som samlingsnamn för faktorer som beskriver individen och hennes arbets- och familjesituation (se Appendix). 
  
 5 
  
 Det är ibland uppenbart att individuella resurser påverkar de välfärdsproblem vi valt att studera. Det kan med andra ord förefalla onödigt att ens diskutera deras inverkan på välfärdsproblem. Samtidigt är det problematiskt att utesluta individuella resurser och endast diskutera sociala resurser, eftersom förhållandet mellan dessa inte är självklart. Diskussionen blir i en mening ofullständig utan de individuella resurserna. Vi har därför valt att inkludera en kortfattad diskussion av förhållandet mellan individuella resurser och välfärd, medan kapitlets huvudsakliga intresse ligger på betydelsen av sociala resurser. 
  
 177 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 ningar att må bra (jfr Gillström 2001). Goda materiella resurser innebär också att man har tillgång till en ekonomisk buffert i hän- delse av en större utgift, och dessutom är sannolikheten större att man har råd att betala löpande utgifter. 
 God tillgång på humankapital, som en hög utbildning eller lång erfarenhet på arbetsmarknaden, sammanfaller till viss del med god tillgång till materiella resurser. Exempelvis har en hög utbildning ofta ett samband med hög inkomst, vilket i sin tur ger bättre förut- sättningar för att investera i fast egendom. Likaså föreligger ett samband mellan löneökningar och lång arbetslivserfarenhet (se le Grand, Wright och Garcia, kapitel 4 i denna volym). 
 Skillnader i utbildning har också visat sig ha ett samband med skillnader i hälsorelaterad livsstil, på så vis att högutbildade i högre utsträckning är rökfria och tränar regelbundet. 
 6  
 Visserligen uttrycker en livsstil personliga preferenser om det goda livet, men det går inte att komma ifrån att humankapitalrelaterade livsstilsval av detta slag långsiktigt påverkar individers fysiska hälsa. 
 Sammantaget kan man säga att bristande individuella resurser, oavsett om resurser mäts i termer av inkomst, utbildning, typ av anställning eller boende, tenderar att ha ett samband med sämre hälsa (Black m.fl. 1982; Whitehead 1988; Hawe och Shiell 2000). Detta betyder att  
 1990-talets 
  välfärdsresa antagligen var mer be- haglig för dem med god tillgång till både materiella och immateri- ella individuella resurser. 
  
 5.4 
  
 Skillnaden mellan individuella och sociala resurser 
  
 Men sociala dimensioner av vår tillvaro, som våra relationer till andra människor, är också viktiga. Dessa relationer betecknas ofta som socialt kapital av dagens samhällsvetare. Det är något av ett modeord och används för det mesta för att beteckna positiva effekter av individers relationer till andra individer. Singh definierar exempelvis socialt kapital som sammanlagda faktiska eller potentiella resurser som är länkade till innehavet av ett varak- tigt nätverk av mer eller mindre institutionaliserade relationer av ömsesidig bekantskap eller igenkännande (1985:248, vår översätt- ning). 
  
 6  
 Analyser gjorda på LNU2000 visar att 65 procent av högre tjänstemän är rökfria och motionerar regelbundet. Motsvarande siffra för övriga är 55 procent. 
 178 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 Styrkan på våra relationer till andra påverkar karaktären på soci- ala resurser. Olika starka relationer är bra till olika saker. Starka relationer till andra genererar materiella och immateriella gåvor. Dessa gåvor skapas genom tillitsmekanismer som förväntningar om ömsesidighet och normupprätthållande inom nätverket. Täta och avgränsade nätverk skapar sålunda ömsesidighet och gruppsolida- ritet som har viktiga fördelar för den dagliga tillvaron och därmed för individers välfärd. Det kan handla om allt från tillgången till barnvakt vid behov till hjälp att handla vid sjukdom, en obetald in- sats i den egna butiken eller någon att låna pengar av vid behov. 
 7  
 Tilliten är viktig på så sätt att det finns en förväntning om ömsesi- dighet. Den som ger något förväntar sig att få något tillbaka vid behov. 
 Men också svaga relationer kan ha betydelse för vår välfärd. Rodriguez dier har visat att kontakter med bekanta, arbetskamrater eller tidi- gare arbetskamrater, ofta ger tillgång till information som de nära, täta nätverken inte har tillgång till. Svaga relationer kan vara kon- takter som främjar karriären, ger tillgång till värdefull information om nytt arbete, nya produkter eller goda råd i största allmänhet (Granovetter 1973, 1974; Burt 1992; Armstrong och Baron 1997). Sådana svaga relationer är ofta nätverksöverskridande vilket bidrar till att ett slags övergripande sammanhang kan skapas, något som kan underlätta mobilisering av resurser vid behov (Granovetter 1973). 
 I princip kan vi säga att ju starkare och närmre relationen mellan två människor är, desto mer kontroll över relationen har de, och desto mer inverkan har relationen antagligen på deras dagliga liv. Svagare relationer däremot har inte samma inverkan på vårt dagliga liv, men kan påverka människors liv genom att de ger tillgång till information som ökar människors välfärd. 
 Det är därför inte enkelt att dra några slutsatser om hur man maximerar välfärdseffekten av sina sociala relationer. Åtminstone verkar det som att man först måste ta reda på vad det är för fördelar man vill att ens sociala resurser ska leda till. Och samtidigt beakta 
  
 7  
 Samtidigt är det viktigt att komma ihåg att täta och avgränsade nätverk också kan leda till framväxten av alternativa subkulturer (etniska kluster, ungdomsgäng, religiösa sekter) som potentiellt minskar den långsiktiga chansen till arbete och ekonomisk framgång (Fernandez- Kelly 1995; se också Newman 1998). Sociala resurser, i form av trygghet och social kontroll, kan sålunda motverka sociala resurser i form av nätverksrelaterade fördelar om de senare just bygger på förmågan att överbrygga existerande gruppnormer. Negativa konsekvenser är exempelvis exkludering av individer, överdrivna krav på gruppmedlemmar, begränsningar av individers frihet, och normer som belönar konformitet snarare än framgång (jfr Simmel [1902]1964; Boissevain 1974; Portes 1998). 
 179 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 de begränsningar som finns vad gäller tid, pengar och kostnader för olika alternativ. Vill man ha förståelse, emotionell närhet och tillit ska man kanske satsa på ett nätverk med få, nära relationer med in- divider som är lika en själv. Vill man ha information, självständighet och oberoende ska man satsa på ett nätverk med många, distanse- rade relationer med individer som inte är lika en själv. Sådana stora nätverk präglas av mindre solidaritet eller emotionell närhet än små nätverk (Adams 1987; Jones m.fl. 1991; Lang och Carstensen 1994; Jones och Lewis 1997; Adams och Torr 1998). Båda nät- verkstyperna har alltså potentiella för- och nackdelar. Och är kanske olika bra för olika dimensioner av välfärd. Det är en av de saker vi hoppas kunna testa i det här kapitlet. 
  
 5.5 
  
 Relationer mellan individuella resurser, sociala resurser och sociodemografiska faktorer 
  
 Det finns en hel del likheter i individers sätt att umgås med andra, vad som nedan kommer att kallas för deras nätverk. Exempelvis umgås de flesta av oss med vänner, men konsulterar släktingar vid stora beslut och bekymmer (se Fischer 1982; Jones och Wortley 1989; Schweizer, Schnegg och Berzborn 1998). Gemensamt verkar också vara att frekvensen på kontakter har stor betydelse för ban- dens styrka (Homans 1951:133). Ju oftare individer umgås, desto starkare är deras emotionella band. 
 Tidigare studier har samtidigt visat att individers nätverk syste- matiskt skiljer sig åt. Exempelvis har individer med liten tillgång till individuella resurser, invandrare och äldre i högre utsträckning nät- verk präglade av starka band och hög densitet (Fischer 1982; Granovetter 1983; Portes 1998). En förklaring till detta är att dessa grupper kanske inte har tillgång till de materiella och sociala resur- ser som krävs för att bibehålla mer utspridda nätverk (Fischer 1982:150). Dessutom beror detta troligtvis på att starka relationer ger mer säker tillgång till resurser än svaga relationer (Granovetter 1983). Effekten av nätverkets densitet har vidare visat sig ha olika effekt på individers välbefinnande beroende på om de har hög eller låg inkomst. Hög densitet i nätverket tycks ha viss negativ inverkan på höginkomsttagares välbefinnande, men en positiv inverkan på låginkomsttagare (Fischer 1982:150). 
 8  
 När vi sålunda nedan disku- 
  
 8  
 Män och kvinnor verkar däremot inte ha särskilt olika nätverk, förutom att kvinnor tenderar att ha mer släkt i sina diskussionsnätverk (Marsden 1987). 
 180 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 terar betydelsen av sociala resurser för individers välfärd, är det vik- tigt att komma ihåg att olika grupper kan skilja sig åt vad gäller deras nätverk och effekten av nätverken, samtidigt som vi vet att olika grupper kan skilja sig åt vad gäller deras välfärd. 
  
 5.6 
  
 Sociala resurser och välfärd 
  
 Det finns en lång och väldokumenterad tradition som studerat kopplingen mellan hälsa och sociala faktorer. Sålunda vet vi till exempel att isolering inverkar negativt på individers hälsa och att socialt stöd, genom informella nätverk eller social involvering i formella nätverk, har länkats till olika mått på hälsostatus (Cassel 1976; Cobb 1976; Berkman och Orozco 1979; Meyer och Orozco 1985; Hanson och Östergren 1987;  
 Orth-Gomer 
  och Koch 1987; House, Morris och Doyle 1988; Hirdes och Forbes 1992; Lasker, Davila och Daniels 1994; Wilkinson 1996; Veenstra 2000; Lennartsson 2001). 
 Det finns med andra ord goda skäl att tro att starka band till andra påverkar människors hälsa. Men tidigare studier pekar inte entydigt på enkla samband. Veenstra (2000) finner exempelvis att socialt stöd, mätt genom frekvensen umgänge med familj och vän- ner, inte var relaterat till hälsa. Inte heller de mått som i våra termer ämnar fånga svaga sociala band, vad Veenstra kallar social involve- ring, nämligen frivilligarbete och organisationsmedlemskap, var relaterat till hälsa. Efter en genomgång av ett antal olika sätt att skatta sociala resurser finner han ett positivt samband mellan hälsa och umgänge med arbetskamrater respektive deltagande i religiösa ceremonier. 
 Men det är även rimligt att anta att sociala nätverk baserade på svaga band kan påverka individers hälsa i en vidare bemärkelse. Exempelvis kan man tänka sig att hälsorelaterade beteenden sprider sig i nätverket eller genom att lokalsamhället lyckas mobilisera kollektiva lösningar eller motstå försämringar så att tillgången på medicinska tjänster är god (se t.ex. Wilson och Berkman 1998; Veenstra 2000). Här handlar det om informationsfördelar som svaga relationer kan ge och som kan ha betydelse för individers häl- sorelaterade välfärd. 
 Det är dock betydligt svårare att uttala sig generellt om kopp- lingar mellan sociala resurser och ekonomisk välfärd. En anledning är att den typ av ekonomiska resurser som ställs till individens 
 181 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 förfogande genom hennes relationer till andra i hög grad påverkas av kontakternas ekonomiska situation. Om de saknar ekonomiska förutsättningar att ställa till hennes förfogande spelar det mindre roll att de gärna vill hjälpa till eller att de litar på att hon skulle hjälpa dem vid behov. Eftersom våra mått på ekonomisk välfärd är tillgång till kontantmarginal och problem med löpande utgifter handlar välfärdseffekter av sociala resurser i hög utsträckning om att ha tillgång till ett nätverk med goda ekonomiska resurser. 
 Men det kan också tänkas att ett nätverk bestående av svagare band, som medlemskap i formella organisationer, kontakter med arbetskamrater och bekanta, är relaterat till individers ekonomiska välfärd. Här är mekanismen mer oklart relaterad till våra mått på ekonomisk välfärd, men det förefaller rimligt att anta att tillgång till ny information, som man i hög utsträckning får tillgång till via svaga band, påverkar individens situation på arbetsmarknaden (se Granovetter 1974; Korpi 1994; Baron och Podolny 1997). Det är dock inte helt klart att detta ger utslag på de mått vi använder här, och därför låter vi det vara en empirisk fråga om och hur olika typer av sociala resurser påverkar individers ekonomiska välfärd. 
 9 
  
 5.7 
  
 En beskrivning av tillgång till resurser och välfärdsproblem  
  
 1968–2000 
  
 Grundantagandet i detta kapitel är att en god tillgång till resurser av olika slag är positivt för individens möjlighet att genomföra sitt livsprojekt. Men innan sambandet mellan tillgång till resurser och välfärdsproblem studeras mer i detalj är det intressant att ge en bild av såväl tillgången till individuella och sociala resurser, som omfatt- ningen av de välfärdsproblem vi valt att fokusera i detta kapitel. Nedan beskrivs därför generella förändringar i tillgång till resurser sedan slutet av  
 1960-talet 
  för tvärsnitt av Sveriges befolkning för de år som levnadsnivåundersökningar (LNU) genomförts: 1968, 1974, 1981, 1991 och 2000. 
  
 9  
 Innan vi lämnar diskussionen om sociala resurser bör det nämnas att det också finns en mer makrobetonad diskussion av socialt kapital där detta sägs ha betydande konsekvenser också för samhället i stort (se Granovetter 1973; Fukuyama 1996; Mckinney 2000 samt Hensley 1998, 2000 för en diskussion av Sveriges sociala kapital). Tanken är här att socialt kapital på aggregerad nivå underlättar kollektivt handlande på samhällelig nivå (Granovetter 1973; Mckinney, Smith och Nanetti 1993; Coleman 1998), spridningen av information och innovationer (Granovetter 1973), och är därmed positivt för demokrati och ekonomi. Vi är dock här enkom intresserade av individuella effekter av sociala resurser. 
 182 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 5.7.1 
  
 God tillgång till individuella resurser 
  
 Individuella resurser är här uppdelade i materiella och immateriella resurser. De materiella individuella resurserna innefattar egendom av traditionellt slag, dvs. ägande av bostad (villa eller bostadsrätt), bil, sommarstuga eller båt. Av Tabell 1 framgår att andelen med god tillgång till materiella resurser, dvs. individer som har tillgång till åtminstone tre av fyra tillgångar, har ökat sedan slutet av 1960- talet. I den första levnadsnivåundersökningen hade knappt 13 pro- cent av befolkningen en god tillgång till materiella resurser. Mot- svarande andel år 2000 är drygt 25 procent. 
 Under de senaste fyra decennierna har dessutom alltfler fått en god tillgång till immateriella resurser, mätt som eftergymnasial utbildning. 
 10  
 I slutet av  
 1960-talet 
  hade ungefär 5 procent av befolkningen en eftergymnasial examen, medan motsvarande andel vid seklets slut var drygt 21 procent. Även om denna ökning är dramatisk i absolut mening måste man betänka att det relativa vär- det av en eftergymnasial examen antagligen var större för trettio år sedan. 
 Sett ur detta historiska perspektiv verkar nittiotalets kris inte ha lett till en urholkning av tillgången till individuella resurser. Den generella välfärdsutvecklingen implicerar dock att en god tillgång till individuella resurser, mätt i absoluta termer, kan ha mindre inverkan på risken att uppleva välfärdsproblem idag än för trettio år sedan. 
  
 10  
 Här studeras humankapital endast i termer av utbildningsnivå. En annan viktig dimension av humankapital är individers arbetslivserfarenhet. Vi har dock valt att inte inkludera arbetslivserfarenhet här eftersom värdet av arbetslivserfarenhet är beroende av individens ålder, vad individen kan eller valt att göra istället för att arbeta samt att värdet av ytterligare arbetslivserfarenhet avtar över tid. Att bestämma vad det betyder att ha en god tillgång till humankapitalet arbetslivserfarenhet blir sålunda komplicerat. 
 183 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 Tabell 1.  
 God tillgång till resurser 1968, 1974, 1981, 1991 och 2000. Alla personer mellan 18 och 76 år 
  
 Undersökningsår 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Individuella resurser 
  
 Materiella resurser 
  
 12,7 
  
 16,1 
  
 20,5 
  
 22,9 
  
 25,6 
  
 Högskola eller universitetsutbildning 
  
 4,9 
  
 9,0 
  
 13,7 
  
 17,8 
  
 21,1 
  
 Sociala resurser 
  
 Tillgång till starka band 
  
 45,1 
  
 49,0 
  
 51,3 
  
 63,1 
  
 61,0 
  
 Socialt stöd 
  
 - 
  
 - 
  
 92,2 
  
 93,2 
  
 92,0 
  
 Tillgång till svaga band 
  
 19,9 
  
 23,3 
  
 25,0 
  
 22,3 
  
 18,3 
  
 N 
  
 5 603 
  
 5 394 
  
 5 328 
  
 5 031 
  
 5 111 
  
 Not: - = Vi saknar information från detta undersökningsår 
 . 
  
 För definitioner av de olika resurserna, se Appendix. 
  
 5.7.2 
  
 God tillgång till sociala resurser i termer av starka och svaga band 
  
 Eftersom vi saknar kunskap om individers faktiska nätverk – deras sociala kontakter – skattas dessa utifrån befintlig information om individers umgänge med familj och vänner. Om individer uppger att de har täta kontakter med vänner och familj antas detta indikera förekomst av starka band, vilket i diskussionen ovan antogs skapa tillit, emotionell närhet och socialt stöd. 
 God tillgång till den sorts sociala resurser som skapas genom starka band har sålunda operationaliserats som att man relativt ofta besöker och får besök av släkt och vänner (se Appendix för mer detaljer). Av Tabell 1 framgår att tillgången till starka band har ökat under den studerade perioden. I slutet av  
 1960-talet 
  hade ungefär 45 procent av befolkningen god tillgång till starka band. Motsva- rande siffra för år 2000 är drygt 60 procent. Även om vi inte här bryr oss om huruvida det är umgänge med släkt eller med vänner som ökat, så verkar den svenska befolkningen leva ett mer socialt liv idag än för trettio år sedan. 
 En konsekvens av ett bra nätverk av starka band är vidare att relationer kan omvandlas till resurser för individen i termer av vänskapens gåvor som diskuterats tidigare. I LNU finns tre frå- gor som fångar en dimension av vänskapens gåvor, nämligen om 
 184 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 individer har tillgång till socialt stöd. Variabeln som indikerar en god tillgång till socialt stöd innebär att individen till exempel får hjälp vid sjukdom och har någon att prata med om personliga pro- blem. De frågor som ligger till grund för denna variabel har ställts 1981, 1991 och år 2000 (se Appendix för mer detaljer). Av Tabell 1 framgår att andelen av befolkningen som upplever att de har ett gott socialt stöd har varit relativt konstant sedan  
 1980-talets 
  början. Knappt 8 procent upplever att de saknar socialt stöd år 2000. Det sociala stödet är således å ena sidan mycket utbrett, vilket å andra sidan implicerar att de individer som saknar socialt stöd troligen har en extra problematisk situation. 
 Går vi över till att studera utvecklingen av svaga band, eller den typ av nätverk som framförallt är informationsskapande, kan dessa i den form vi studerar dem också ses som en indikation på att indi- viden upplever samhället som legitimt och deltar i samhällsgemen- skapen. Vi har använt information om individens deltagande i olika typer av studiecirklar och aktiva deltagande i frivilliga organi- sationer som indikatorer på sociala resurser baserat på svaga band (se Appendix för mer detaljer). 
 God tillgång till svaga band är mindre vanligt än god tillgång till starka band. I slutet av  
 1960-talet 
  hade var femte invånare mellan 18 och 76 år en god tillgång till svaga band. Denna andel ökade något under  
 1970-talet 
  för att sedan minska under  
 1990-talet, 
  till drygt 18 procent år 2000, dvs. något under 1968 års nivå (se Tabell 1). 
 Sammantaget kan vi konstatera att tillgången till olika former av resurser varierar över tid. Generellt har tillgången till individuella resurser ökat under de tre senaste decennierna, liksom tillgången till starka band. Tillgången till svaga band tycks däremot ha mins- kat något sedan  
 1980-talet 
  medan tillgången till socialt stöd är oförändrat högt. 
 185 
  
 Gross och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 5.7.3 
  
 Förekomst av hälsoproblem och vardagsekonomiska svårigheter 
  
 När vi på samma sätt studerar de välfärdsproblem som är av intresse här finner vi inte någon entydig trend. Resultaten som pre- senteras i Tabell 2 visar att andelen individer som inte upplever ett gott allmänt hälsotillstånd 
 11  
 har ökat något under  
 1990-talet, 
  medan andelen med lågt psykiskt välbefinnande främst ökade under 1980- talet. 
 12  
 Det finns däremot inga tecken här på att denna ökning fort- satt under  
 1990-talet. 
  Andra studier av  
 1990-talet 
  visar dock att förekomsten av psykiska hälsobesvär ökade dramatiskt mellan 1989 och 1994 för att sedan minska marginellt fram till 1998 (Macias och Lundberg 2000). Att denna ökning ej framgår i vårt material beror främst på att vi använder en snävare definition av psykiska besvär. 
 13 
  
 Tabell 2.  
 Andel med olika välfärdsproblem 1968, 1974, 1981, 1991 och 2000. Alla personer mellan 18 och 76 år (procent) 
  
 Undersökningsår 
  
 1968 
  
 1974 
  
 1981 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Välfärdsproblem 
  
 Saknar god självskattad hälsa 
  
 - 
  
 - 
  
 - 
  
 22,7 
  
 26,6 
  
 Saknar psykiskt välbefinnande 
  
 9,7 
  
 9,4 
  
 8,1 
  
 11,3 
  
 11,8 
  
 Saknar kontantmarginal 
  
 17,9 
  
 14,1 
  
 13,6 
  
 11,3 
  
 11,9 
  
 Vardagsekonomiska svårigheter 
  
 - 
  
 - 
  
 - 
  
 12,7 
  
 15,8 
  
 N 
  
 5 633 
  
 5 527 
  
 5 500 
  
 5 
  
 031 
  
 5 111 
  
 Not: - = Vi saknar information från detta undersökningsår. 
 Vad gäller ekonomiska problem kan vi konstatera att det är färre som saknar kontantmarginal idag än det var i slutet av  
 1960-talet, 
  
 11 
  
 God hälsa är baserad på respondentens skattning av det egna hälsotillståndet. De som svarat varken bra eller dåligt och dåligt anses här inte uppleva ett gott allmänt hälsotillstånd. 
  
 12 
  
 I klartext innebär detta en ökning av andelen som anser sig haft svåra problem med åtminstone en och lätta problem med en annan av följande fem indikatorer: sömnproblem, nervositet, allmän trötthet, överansträngning eller depression. Detta är en något snävare definition än vad som är brukligt (jfr Lundberg 1990; Clark 1998; Macias och Lundberg 2000). 
  
 13 
  
 En kompletterande analys på LNU 2000 visar att en något vidare definition av psykiska hälsobesvär än vad som används i detta kapitel också ger en ökning av besvär mellan 1991 och 2000 (jfr Macias och Elliott 2000). 
  
 186 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 samtidigt som de vardagsekonomiska svårigheterna tycks ha ökat något under  
 1990-talet. 
 14 
  
 Det senare är givetvis svårare att uttala sig om huruvida det beskriver en trend eftersom vi i detta fall endast har tillgång till två mätpunkter, 1991 och 2000. 
  
 5.8 
  
 Sambanden mellan bristande tillgång till resurser och individers välfärd 1991 och år 2000 – en tvärsnittsanalys 
  
 Tillgång till ett rikt material som levnadsnivåundersökningarna ger oss en mängd olika sätt att undersöka sambanden mellan tillgång till resurser och individers välfärd. Vi kan dock aldrig med den här typen av datamaterial uttala oss säkert om orsak och verkan, dvs. fastställa om man har välfärdsproblem för att man saknar tillgång till resurser eller tvärtom. Genom att använda oss av tvärsnittsdata kan vi undersöka om de direkta sambanden mellan tillgång till resurser och välfärdsproblem verkar någorlunda stabila över tid, och genom att använda oss av paneldata kan vi dessutom studera om förändring i tillgång till resurser mellan två tidpunkter är relate- rat till välfärdsproblem. Vi avgränsar oss här till tvärsnitten för 1991 och 2000, eftersom det är de två tidpunkter vi senare använder i panelanalysen för att studera sambanden mellan förändringar i tillgång till resurser och välfärdsproblem år 2000. 
 Syftet med tvärsnittsanalysen nedan är alltså att belägga samband mellan tillstånd. Resultaten som presenteras uttrycker sambandet mellan brist på resurser och välfärdsproblem och är baserade på multivariata analyser. 
 15  
 De multivariata analyserna uttrycker indivi- ders  
 relativa risk  
 att uppleva välfärdsproblem, det vill säga nettoris- Herrera givet tillgång till olika former av resurser och sociodemogra- fiska faktorer såsom ålder, kön, etnicitet, social klass, civilstånd och hemmavarande barn. 
 16  
 Effekter av dessa faktorer i tvärsnitten kom- 
  
 14 
  
 Avsaknad av kontantmarginal indikerar att en individ inte anser sig ha möjlighet att skaffa fram 12 000 kronor på en vecka år 2000. Motsvarande belopp för 1968, 1974, 1981 och 1991 års undersökningar var 2 000, 2 500, 5 000 respektive 10 000 kronor. Med vardagseko- nomiska svårigheter avses att individen anser sig ha haft svårigheter att klara de löpande utgifterna för mat, hyra och räkningar någon gång under det senaste året. 
  
 15 
  
 Vi använder logistiska regressioner där sannolikheten för att uppleva ett givet välfärdsproblem uttrycks i oddskvoter, vilket i texten benämns som relativ risk. 
  
 16 
  
 Vi är intresserade av att även undersöka hur ålder, kön, etnicitet, klasstillhörighet och familjesituation påverkar relationen mellan tillgång till resurser och människors välfärd. Enkelt uttryckt innebär det att dessa variabler inkluderas för att kontrollera att eventuella samband mellan tillgång till resurser och välfärd inte är en effekt av att vi inte beaktat vad som här kallas sociodemografiska faktorer (se Appendix för mer information). 
  
 187 
  
 Gross och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 menteras dock inte här, utan endast i samband med panelanalysen av förändringar i tillgång till resurser. 
 När staplarna i nedanstående figurer överskrider värdet 1 anger detta att ett positivt samband föreligger mellan brist på en given resurs och ett givet välfärdsproblem, givet sociodemografiska faktorer och tillgång till övriga resurser. 
 17  
 I texten talas dock endast om samband mellan bristande resurser och välfärdsproblem för att underlätta läsningen. 
  
 5.8.1 
  
 Bristande resurser och allmänt hälsotillstånd 1991 och 2000 
  
 Inledningsvis antogs att bristande individuella resurser, i termer av utbildning och ägande, var relaterat till sämre hälsa. Detta anta- gande får stöd i Figur 1. Bristande tillgång till såväl utbildning som egendom ökar risken för att sakna en god hälsa både 1991 och år 2000. Nettoeffekten av bristande tillgång till individuella resurser i termer av utbildningsnivå är ungefär lika stor både 1991 och år 2000. Effekten av att ha liten tillgång till egendom har dock minskat under perioden men är fortfarande signifikant år 2000. 
 Ovan antogs vidare att starka band till andra är relaterat till män- niskors hälsa. Detta antagande får dock endast visst stöd här. Av Figur 1 framgår att bristande tillgång till starka band saknar effekt 1991 men har en liten effekt år 2000. Däremot är brist på socialt stöd relaterat till hälsoproblem både 1991 och år 2000. Effekten av socialt stöd har till och med ökat sedan 1991. Att ha god tillgång till socialt stöd är således viktigare för att uppleva sitt allmänna häl- sotillstånd som gott år 2000 än det var 1991. 
 När det gäller sociala nätverk baserade på svaga band så antogs dessa påverka individers hälsa i en vidare bemärkelse genom att de kan ge individen informationsfördelar. Resultatet i Figur 1 ger visst stöd åt detta antagande 1991. År 2000 framgår dock inte längre något samband mellan hälsa och brist på svaga band. 
  
 17  
 Stjärnorna ovanför staplarna anger huruvida resultatet är signifikant på  
 *=10%-nivån, 
 **=5%-nivån 
  eller  
 ***=1%-nivån. 
  
 188 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 Figur 1.  
 Risken att uppleva en dålig hälsa 1991 och 2000 (tvärsnitt) och dess samband med tillgång till resurser. Modellen kontrollerar för ålder (kurvlinjärt samband) samt sociodemografiska faktorer 
  
 Oddskvot 
  
 6 
  
 *** 
  
 5 
  
 1991 
  
 4 
  
 *** 
  
 3 
  
 *** 
  
 2000 
  
 *** 
  
 2 
  
 ***  
 *** 
  
 ** 
  
 * 
  
 1 
  
 0 
  
 Ej efter- 
  
 Brist på 
  
 Brist på 
  
 Brist på 
  
 Brist på 
  
 gymnasial 
  
 materiella 
  
 starka band socialt stöd 
  
 svaga band 
  
 examen 
  
 resurser 
  
 Individuella resurser 
  
 Sociala resurser 
  
 Not: * = signifikant på  
 10%-nivån, 
  ** = signifikant på  
 5%-nivån, 
  *** = signifikant på 1%- nivån. 
  
 5.8.2 
  
 Bristande resurser och psykiskt välbefinnande 1991 och 2000 
  
 Samband mellan tillgång till resurser och vår andra hälsodimension, psykiskt välbefinnande, förväntas gå i samma riktning som ovan. Resultaten som presenteras i Figur 2 visar att nettoeffekten av bristande tillgång till individuella resurser i termer av utbildnings- nivå har viss betydelse 1991 men saknar betydelse år 2000. Effekten av egendom är däremot stark både 1991 och år 2000. Det bör dock noteras att effekten av egendom minskat signifikant under peri- oden. Sammantaget stöder våra resultat vad gäller psykisk hälsa endast delvis antagandet om positiva effekter av individuella resurser, då vi endast finner effekter vad gäller tillgång till materi- ella resurser. 
 189 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 Figur 2.  
 Risken att uppleva en dålig psykisk hälsa 1991 och 2000 (tvärsnitt) och dess samband med tillgång till resurser. Modellen kontrollerar för ålder (kurvlinjärt samband) samt sociodemogra- fiska faktorer 
  
 Oddskvot 
 4,0 
 3,5 
 3,0 
 2,5 
 2,0 
 1,5 
 1,0 
 0,5 
 0,0 
 *** 
 *** 
 * 
  
 Ej efter- 
  
 Brist på 
  
 gymnasial 
  
 materiella 
  
 examen 
  
 resurser 
  
 Individuella resurser 
  
 *** 
  
 *** 
  
 1991 
  
 2000 
  
 ** 
  
 ** 
  
 ** 
  
 Brist på 
  
 Brist på 
  
 Brist på 
  
 starka band 
  
 socialt stöd 
  
 svaga band 
  
 Sociala resurser 
 Not: * = signifikant på  
 10%-nivån, 
  ** = signifikant på  
 5%-nivån, 
  *** = signifikant på 1%- nivån. 
 Brist på starka band har vidare ungefär lika stor betydelse både 1991 och år 2000. Effekten av socialt stöd är däremot betydligt större år 2000 än den var 1991. Att ha god tillgång till socialt stöd är således viktigare för individens psykiska välbefinnande år 2000 än det var 1991. Tillgång till svaga band var starkt relaterat till det psykiska välbefinnandet 1991 men inte år 2000. 
  
 5.8.3 
  
 Bristande resurser och kontantmarginal 1991 och 2000 
  
 Bristande individuella resurser är givetvis relaterat till risken att sakna kontantmarginal både 1991 och år 2000. I Figur 3 presenteras nettoeffekten av brist på resurser och risken att sakna kontantmar- 
 190 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 ginal 1991 och år 2000. Nettoeffekten av bristande tillgång till indi- viduella resurser i termer av utbildningsnivå är ungefär lika stor både 1991 och 2000. Effekten av egendom är inkluderad i den modell som ligger till grund för figuren, men redovisas inte här eftersom den är uppenbar. 
 18  
 Nästan alla som har god tillgång till egendom har givetvis också tillgång till en kontantmarginal. 
  
 Figur 3.  
 Risken att sakna kontantmarginal 1991 och 2000 (tvär- snitt) och dess samband med tillgång till resurser. Modellen kon- trollerar för ålder (kurvlinjärt samband) samt sociodemografiska faktorer 
  
 Oddskvot 
  
 6 
  
 *** 
  
 5 
  
 1991 
  
 4 
  
 *** 
  
 3 
  
 *** 
  
 2000 
  
 ***  
 *** 
  
 *** 
  
 * 
  
 2 
  
 * 
  
 1 
  
 0 
  
 Ej efter- 
  
 Brist på 
  
 Brist på 
  
 Brist på svaga 
  
 gymnasial 
  
 starka band 
  
 socialt stöd 
  
 band 
  
 examen 
  
 Individuella resurser 
  
 Sociala resurser 
  
 Not: * = signifikant på  
 10%-nivån, 
  ** = signifikant på  
 5%-nivån, 
  *** = signifikant på 1%- nivån. 
 Det är dock, vilket redan nämnts, betydligt svårare att förutsäga kopplingen mellan starka band och ekonomi eftersom välfärds- effekter av sociala resurser i hög utsträckning handlar om att ha tillgång till ett nätverk med goda ekonomiska resurser. När det gäller sambandet mellan nätverk bestående av svaga band och indi- viders ekonomiska välfärd är mekanismen än mer oklar. Det är dock rimligt att anta att tillgång till ny information, som man i hög 
  
 18  
 Oddskvoten är alltför stor för att redovisas i figuren. 
 191 
  
 Gross och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 utsträckning får tillgång till via svaga band, påverkar individens situation på arbetsmarknaden. 
 Av Figur 3 framgår att brist på starka band nästan inte har någon effekt 1991. År 2000 har däremot starka band en signifikant effekt. Effekten av socialt stöd har även i detta fall ökat signifikant sedan 1991. Att ha god tillgång till socialt stöd har således större bety- delse år 2000 än 1991. Betydelsen av tillgång till svaga band 1991 samt år 2000 har dock rakt motsatt utseende. År 1991 föreligger ett starkt samband mellan en god tillgång till svaga band och risken att sakna kontantmarginal, och år 2000 ser vi i princip inte längre någon effekt av svaga band. De positiva effekterna av starka band och socialt stöd stöder sålunda tanken om att tillgång till sociala resurser har betydelse också för individers ekonomiska välfärd, men som diskuterades ovan är mekanismen mer oklar vad gäller hur sambanden genereras. 
  
 5.8.4 
  
 Bristande resurser och betalningssvårigheter 1991 och 2000 
  
 Det är uppenbart att individuella resurser i termer av utbildnings- nivå är relaterat till tillgång till kontantmarginal. Av Figur 4 fram- går dock att detta inte gäller för betalningssvårigheter. Netto- effekten av bristande tillgång till individuella resurser i termer av utbildningsnivå är i detta fall inte signifikant vare sig 1991 eller år 2000. Det kan förefalla märkligt att utbildningsnivå inte är relaterat till betalningssvårigheter, men preliminära analyser som inte pre- senteras här visar att det finns en effekt av utbildning som försvin- ner när vi kontrollerar för egendom. En tänkbar förklaring till att högutbildade individer, som ofta har höga inkomster och därmed goda förutsättningar att ha en god vardagsekonomi, i lika stor utsträckning som individer med låg utbildning verkar drabbas av vardagsekonomiska problem, är att betalningssvårigheter troligen kan vara en följd av såväl knappa ekonomiska ramar som mer själv- valda dyra levnadsomkostnader. Detta indikerar att vårt mått på egendom möjligen även fångar skillnader i livsstil. 
 Som Figur 4 visar, är det tydligt att egendom har en starkt redu- cerande effekt på risken att uppleva betalningssvårigheter, vilket förefaller naturligt. Mer intressant är dock att effekten av tillgång till egendom är större år 2000 än 1991, vilket kan tänkas bero på att ägandet i sig utgjorde en större kostnad år 1991, t.ex. höga lån på 
 192 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 villan, sommarstugan, bilen eller båten, vilket gör att man hade det svårare att få det att gå ihop varje månad. 
  
 Figur 4.  
 Risken att uppleva betalningssvårigheter 1991 och 2000 (tvärsnitt) och dess samband med tillgång till resurser. Modellen kontrollerar för ålder (kurvlinjärt samband) samt sociodemogra- fiska faktorer 
  
 Oddskvot 
 6 
 5 
 4 
 3 
 2 
 1 
 0 
  
 *** 
  
 1991 
  
 *** 
  
 *** 
  
 *** 
  
 2000 
  
 ** 
  
 * 
  
 Ej efter- 
  
 Brist på 
  
 Brist på 
  
 Brist på 
  
 Brist på 
  
 gymnasial 
  
 materiella 
  
 starka band 
  
 socialt stöd 
  
 svaga band 
  
 examen 
  
 resurser 
  
 Individuella resurser 
  
 Sociala resurser 
  
 Not: * = signifikant på  
 10%-nivån, 
  ** = signifikant på  
 5%-nivån, 
  *** = signifikant på 1%- nivån. 
 Brist på starka band var positivt relaterat till betalningssvårigheter både 1991 och år 2000. Sambandet mellan socialt stöd och betal- ningssvårigheter är däremot betydligt starkare år 2000 än 1991. Att ha god tillgång till socialt stöd är således viktigare för att undvika betalningssvårigheter år 2000 än det var 1991. Antagandet om betydelsen av svaga band får dock inget stöd här. Tillgång till svaga band saknar nämligen betydelse för risken att uppleva betalnings- svårigheter både 1991 och år 2000. 
 193 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 5.9 
  
 Förändring i tillgång till resurser och välfärdsproblem mellan 1991 och år 2000 
  
 Tidigare i kapitlet har vi studerat förekomsten av välfärdsproblem och tillgång till resurser sedan slutet av  
 1960-talet, 
  men också hur sambanden mellan dessa såg ut 1991 respektive år 2000. I följande avsnitt fokuseras istället förändringar i tillgång till resurser och om dessa är relaterade till den typen av välfärdsproblem som berörs i kapitlet. Nedanstående analys är därför baserad på data från pane- len i LNU, vilken består av information om samma intervjuperso- ner både 1991 och år 2000. Vi kan på så vis studera om och hur en reducering av olika typer av resurser påverkar risken för att en indi- vid upplever problem med hälsa eller ekonomi år 2000, givet deras situation 1991. Den avslutande analysen studerar således inte för- ändringar i välfärdproblem mellan 1991 och år 2000, utan betydel- sen av förändringar i tillgång till resurser under perioden. 
 Panelen skiljer sig dock från tvärsnittet vad gäller såväl tillgång till resurser som förekomst av välfärdsproblem. Inledningsvis pre- senteras därför en kort jämförelse mellan tvärsnitt och panel, dvs. genomsnitten i de båda tvärsnitten 1991 och år 2000 samt för indi- viderna som intervjuades både år 1991 och år 2000 (se Tabell 3). 
 De flesta genomsnittsskillnader mellan tvärsnitt och panel i Tabell 3 kan hänföras till skillnader i åldersfördelning. Exempelvis är andelen med god tillgång till materiella resurser större bland individerna i panelen än bland individerna i tvärsnittet år 2000, vilket kan förklaras med att medelåldern är högre i panelen år 2000 (individerna i panelen är mellan 27 och 76 år gamla år 2000). Andelen personer med eftergymnasial utbildning är likaså något högre i panelen. Detta kan förklaras med att de äldsta i tvärsnittet år 1991, som också tenderar att ha lägre utbildning, ej ingår i pane- len. Vidare är de yngsta i tvärsnittet år 2000 (de mellan 18 och 26 år) exkluderade i panelen, dvs. de som kanske inte har hunnit med att utbilda sig. Sammantaget ger detta en högre andel med efter- gymnasial utbildning i panelen jämfört med tvärsnitten. 
 194 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 Tabell 3.  
 Jämförelse mellan tvärsnitt 1991 och 2000 och paneldata 1991/2000. Alla personer mellan 18 och 67 år 1991 
  
 Tvärsnitt 
  
 Panel 
  
 1991 
  
 2000 
  
 1991 
  
 2000 
  
 Individuella resurser 
  
 Materiella resurser 
  
 22,9 
  
 25,6 
  
 25,0 
  
 31,0 
  
 Högskola eller 
  
 17,8 
  
 21,1 
  
 24,6 
  
 26,5 
  
 universitetsutbildning 
  
 Sociala resurser 
  
 Tillgång till starka band 
  
 63,1 
  
 61,0 
  
 64,3 
  
 58,9 
  
 Socialt stöd 
  
 93,2 
  
 92,0 
  
 94,8 
  
 91,6 
  
 Tillgång till svaga band 
  
 22,3 
  
 18,3 
  
 22,9 
  
 19,4 
  
 Välfärdsproblem 
  
 Saknar god självskattad hälsa 
  
 22,7 
  
 26,6 
  
 17,8 
  
 27,6 
  
 Saknar psykiskt välbefinnande 
  
 11,3 
  
 11,8 
  
 6,2 
  
 11,0 
  
 Saknar kontantmarginal 
  
 11,3 
  
 11,9 
  
 9,9 
  
 8,7 
  
 Vardagsekonomiska svårigheter 
  
 12,7 
  
 15,8 
  
 13,1 
  
 12,6 
  
 N 
  
 5 031 
  
 5 111 
  
 3 762 
  
 Skillnaderna vad gäller sociala resurser är inte särskilt stora, i samt- liga fall är den genomsnittliga tillgången något högre i panelen 1991. För starka band och socialt stöd är genomsnittet lägre i pane- len år 2000, medan den genomsnittliga tillgången till svaga band är högre vid båda mättillfällena. 
 Den genomsnittliga välfärden är också något högre i panelen. Det är färre som saknar tillgång till kontantmarginal och som rap- porterar psykiska hälsoproblem 1991 och år 2000. Vad gäller den självrapporterade hälsan är den bättre i panelen 1991 men något lägre år 2000, medan problem med löpande utgifter var högre 1991 men lägre år 2000. Som nämndes tidigare är skillnaderna i hög utsträckning en effekt av att panelen exkluderar de äldsta 1991 och de yngsta år 2000, dvs. individer som ofta inte är lika väletablerade som den genomsnittlige medelålders svensken. Det är viktigt att betänka detta när resultat diskuteras, men samtidigt visar Tabell 3 att skillnaderna i de flesta fall är relativt små. 
 Det övergripande syftet med analyserna av panelen är att ge en bild av sambandet mellan förändringar i de ovan diskuterade for- 
 195 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 merna av resurser och välfärdsproblem. Att studera hur föränd- ringar i tillgång till resurser är relaterat till välfärd år 2000 har dock ett begränsat värde om inte individens situation i början av 1990- talet beaktas. Exempelvis är en dålig hälsa eller ekonomiska pro- blem år 2000 givetvis påverkat av individens hälsotillstånd och eko- nomiska situation i början av  
 1990-talet. 
  Vidare finns det ett natur- ligt samband mellan framförallt hälsoproblem och en stigande ålder (jfr Tabell 3). Vi måste därför ta hänsyn till den variation i hälsa och ekonomi som kan tillskrivas dessa faktorer. 
 I de modeller som presenteras nedan studeras därför effekten av en minskning i tillgång till resurser givet tillgången till resurser 1991. Det betyder att vi studerar effekten av ett gott tillstånd 1991 och en försämring av individens situation sedan dess. 
 19 
  
 5.10 
  
  givet sociodemografiska faktorer 
  
 Mycket hinner hända under de nio år som panelen täcker. Individer byter arbete, blir arbetslösa, flyttar ihop och skiljer sig. Dessa för- ändringar har också betydelse för individers välfärdsresa. Vi kan därför inte utesluta att effekter av tillgång till resurser beror på andra faktorer som belyser förändringar i individens situation under  
 1990-talet, 
  eller på att tillgång till resurser varierar mellan män och kvinnor, svenskar och invandrare. Syftet med de avslut- ande analyserna är därför också att undersöka resursförändringars betydelse givet sociodemografiska faktorer för att på så vis mer noggrant testa den relativa effekt individuella och sociala resurser har för individers risk att uppleva välfärdsproblem år 2000. 
 Analyserna som presenteras nedan innehåller identiska obero- ende variabler. Preliminära analyser (ej redovisade här) visar att det finns intressanta skillnader i effekt mellan könen. I samtliga modeller har vi därför delat upp analyserna på män och kvinnor. I den första modellen inkluderas individuella och sociala resurser, ålder samt etnicitet. 
 20  
 I Modell 2 adderas de övriga sociodemogra- 
  
 19 
  
 För mer information om hur förändring av tillgång till resurser mellan 1991 och år 2000 har operationaliserats, se Appendix. 
  
 20 
  
 Här urskiljs tre grupper: svenskar, invandrare 1 och invandrare 2. Gruppen svenskar består av personer som är födda i Sverige eller personer som har minst en förälder som är svensk medborgare. Invandrare 1 består av personer från Norden, Västeuropa och Nordamerika. Invandrare 2 består av personer från Syd- och Östeuropa samt Afrika, Asien, och Sydamerika (för mer information, se Appendix). 
  
 196 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 fiska faktorerna, dvs. de variabler som ger information om indivi- dens sociala position, arbetsmarknads- och familjesituation. 
 21 
  
 5.10.1 
  
 Att sakna ett gott allmänt hälsotillstånd år 2000 
  
 Av tvärsnittsanalysen ovan framgick att tillgång till materiella resurser var positivt relaterat till såväl självskattad hälsa som psy- kiskt välbefinnande. Socialt stöd var vidare positivt relaterat till våra två hälsomått. Att en reducering av dessa resurser är negativt relaterade till hälsa år 2000 är däremot inte självklart. Av model- lerna 1 och 2 i Tabell 4 framgår dock att eftergymnasiala studier tenderar att minska risken för att ha hälsoproblem, oavsett kön. 
 22  
 Tillgång till materiella resurser och socialt stöd har däremot betyd- ligt större effekt på upplevd hälsa bland kvinnor än bland män. Resultaten i Tabell 4 visar vidare att kvinnor vars materiella till- gångar och sociala stöd minskat under perioden löper större risk att uppleva hälsoproblem än andra kvinnor. En möjlig förklaring till varför kvinnor drabbas hårdare än män av förlust av både materiella och sociala resurser kan vara att kvinnor i högre grad värderar den trygghet som dessa ger. En förlust påverkar därför den själv- skattade hälsan negativt. Detta kan naturligtvis både bero på att kvinnors faktiska situation skiljer sig från männens, på så vis att de i högre grad förlitar sig på egendom och socialt stöd för att må bra, eller att kvinnor helt enkelt värderar tillgång till egendom och soci- alt stöd högre än vad män gör. 
  
 21 
  
 För mer information om sociodemografiska faktorer, se Appendix. 
  
 22 
  
 Vi har i tidigare analyser undersökt utbildningsinvesteringar mätt i antalet år, men fann inga skillnader mellan åren varför den här använda indikatorn föredras. Vi har också studerat effekten av arbetslivserfarenhet, som inte inkluderats i dessa analyser. Effekten av andra variabler förändras inte av exkluderingen. Vi kontrollerar därför endast för ålder och ålder i kvadrat i modellerna. 
  
 197 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 Tabell 4.  
 Risk att inte ha god självskattad hälsa 2000 (panel), efter kön, sociodemografiska faktorer och tillgång till resurser. Alla mo- deller kontrollerar för ålder (kurvlinjärt samband) och självskattad hälsa 1991. Alla personer mellan 18 och 67 år 1991 
  
 Män 
  
 Kvinnor 
  
 Modell 1 
  
 Modell 2 
  
 Modell 1 
  
 Modell 2 
  
 Individuella resurser 
  
 Hög utbildning 
  
 0,56*** 
  
 0,70** 
  
 0,65*** 
  
 0,79 
  
 Investering i utbildning sedan 1991 
  
 1,12 
  
 1,60 
  
 0,55 
  
 0,63 
  
 God tillgång till materiella resurser 1991 
  
 0,99 
  
 1,06 
  
 0,69*** 
  
 0,69** 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 1,30 
  
 1,19 
  
 1,35* 
  
 1,56*** 
  
 Sociala resurser 
  
 God tillgång till starka band 1991 
  
 0,85 
  
 0,89 
  
 0,85 
  
 0,83 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 1,24 
  
 1,23 
  
 0,96 
  
 0,96 
  
 Stort socialt stöd 1991 
  
 0,55*** 
  
 0,56** 
  
 0,48*** 
  
 0,47*** 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 1,41* 
  
 1,33 
  
 2,00*** 
  
 2,09*** 
  
 God tillgång till svaga band 
  
 1,08 
  
 1,12 
  
 1,02 
  
 1,03 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 0,94 
  
 0,87 
  
 0,88 
  
 0,89 
  
 Sociodemografiska faktorer 
  
 Etnicitet 
  
 Invandrare kategori 1 
  
 1,36 
  
 1,28 
  
 1,30 
  
 1,26 
  
 Invandrare kategori 2 
  
 2,89*** 
  
 2,87*** 
  
 2,20*** 
  
 2,12*** 
  
 Högre/mellantjänsteman 1991 
  
 0,70** 
  
 0,78 
  
 Social rörlighet nedåt sedan 1991 
  
 1,46 
  
 1,01 
  
 Arbetslös mer än 1 år sedan 1991 
  
 1,37** 
  
 1,07 
  
 Civilstånd 1991/2000 
  
 Sammanboende 1991 och 2000 
  
 1,00 
  
 1,00 
  
 Sammanboende 1991 – Ensamstående 2000 
  
 1,16 
  
 0,62** 
  
 Ensamstående 1991 – Sammanboende 2000 
  
 0,90 
  
 0,70 
  
 Ensamstående 1991 och 2000 
  
 1,11 
  
 1,14 
  
 Barn i hushållet 
  
 0,72** 
  
 0,98 
  
 Log likelihood 
  
 Ford 
  
 -846,41 
  
 -916,79 
  
 -900,25 
  
 N 
  
 1 882 
  
 1 854 
  
 1 854 
  
 1 829 
  
 Not: * = signifikant på  
 10%-nivån, 
  ** = signifikant på  
 5%-nivån, 
  *** = signifikant på 1%- nivån. 
 198 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 Går vi över till de sociodemografiska faktorernas inverkan på häl- soproblem ser vi att kvinnor som blivit ensamstående sedan 1991 löper mindre risk att uppleva hälsoproblem år 2000, kontrollerat för sociodemografiska faktorer och för tillgång till och förändrad tillgång till resurser. Närvaron av barn i hushållet har dock ingen effekt för kvinnor, medan det reducerar mäns risk för att uppleva hälsoproblem. För män däremot finns en tendens till att arbets- relaterade faktorer inverkar på hälsan. Resultaten i Modell 2 visar att män som var högre tjänstemän 1991 i lägre utsträckning rap- porterar att de inte har en god hälsa, och att män som varit arbets- lösa längre än ett år under den senaste  
 10-årsperioden 
  tenderar att rapportera hälsoproblem i högre grad än män som inte varit arbetslösa eller som varit arbetslösa under kortare tid än ett år. 
 23  
 I båda modellerna i Tabell 4 visar det sig att invandrare med  
 syd-, 
  öst- och utomeuropeisk härkomst i högre utsträckning än svenskar upplever att de inte har en god hälsa, oavsett kön. 
 Sammanfattningsvis kan vi konstatera att de redovisade effek- terna av olika typer av resurser endast förändras marginellt efter kontroll för sociodemografiska faktorer. En reducering av starka och svaga band såsom de har studerats här är i princip inte alls relaterade till självskattad hälsa år 2000. En möjlig tolkning är att relationer i sig saknar betydelse för folks hälsa om de inte samtidigt genererar resurser såsom socialt stöd. Detta resultat förklarar vidare varför Veenstra (2000) fann att socialt stöd mätt som umgängesfrekvens med släkt och vänner ej var relaterat till hälsa. 
  
 5.10.2 
  
 Att sakna psykiskt välbefinnande år 2000 
  
 Resultatet i modellerna som presenteras i Tabell 5 visar att det finns ett samband mellan socialt stöd och psykisk hälsa för både män och kvinnor. En minskad tillgång till socialt stöd sedan 1991 ökar risken för att individer upplever psykiska problem år 2000. För kvinnor finns återigen en tendens att tillgång till materiella resurser reducerar hälsoproblem också i denna form. Effekten av minskade materiella resurser kvarstår dock inte efter kontroll för sociodemografiska faktorer (se Modell 2 i Tabell 5). Vi finner vidare ett samband mellan investeringar i utbildning och psykisk hälsa för kvinnor som pekar på att kvinnor som höjt sin utbild- ningsnivå under perioden löper större risk att uppleva psykiska häl- 
  
 23  
 Båda dessa resultat återfanns också i tvärsnittsanalysen. 
 199 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 soproblem än andra kvinnor. Resultatet är något förvånande då resultaten i tvärsnitten inte tyder på något samband mellan utbild- ningsnivå och psykisk hälsa. En tänkbar förklaring är att kvinnor som utbildat sig under perioden i högre utsträckning drabbats av  
 1990-talets 
  turbulens på arbetsmarknaden jämfört med kvinnor som inte vidareutbildat sig, vilket kan ha inverkat på deras psykiska hälsa. 
 Slutligen framgår att en reducering av tillgång till starka band, dvs. ett minskat umgänge med släkt och vänner, är relaterat till psykiska hälsoproblem hos männen. För män verkar det sålunda som att närvaron av relationer i sig har en positiv effekt på den psykiska hälsan, också efter kontroll för närvaron av socialt stöd. 
 De sociodemografiska variablerna som inkluderas i Modell 2 för- ändrar inte de ovan presenterade effekterna av en minskad tillgång till resurser. Däremot är det värt att notera att män med en hög social position i yrkeslivet 1991 i högre utsträckning rapporterar psykiska hälsoproblem år 2000, medan män som upplevt en nedåt- gående social rörlighet har något lägre risk för psykiska hälsopro- blem. Då vi fann en motsvarande tendens i tvärsnittsanalysen för år 2000, går det inte att utesluta att mellan- och högre tjänstemän under  
 1990-talet 
  påverkats negativt av turbulensen på arbetsmark- naden och att det framförallt är bland dem som var yrkesverk- samma 1991 som effekten syns. Till skillnad från tvärsnittsanalysen finner vi här inga skillnader i psykisk hälsa mellan invandrare och svenskar. 
 200 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 Tabell 5.  
 Risk att uppleva problem med sin psykiska hälsa 2000 (panelen), efter kön, sociodemografiska faktorer och tillgång till resurser. Alla modeller kontrollerar för ålder (kurvlinjärt samband) och psykisk hälsa 1991. Alla personer mellan 18 och 67 år 1991 
  
 Män 
  
 Kvinnor 
  
 Modell 1 
  
 Modell 2 
  
 Modell 1 
  
 Modell 2 
  
 Individuella resurser 
  
 Hög utbildning 
  
 0,74 
  
 0,58** 
  
 0,95 
  
 1,11 
  
 Investering i utbildning sedan 1991 
  
 2,49* 
  
 1,91 
  
 1,94* 
  
 2,30** 
  
 God tillgång till materiella resurser 1991 
  
 0,63* 
  
 0,60 
  
 0,54*** 
  
 0,59*** 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 1,48 
  
 1,30 
  
 1,49** 
  
 1,28 
  
 Sociala resurser 
  
 God tillgång till starka band 1991 
  
 1,00 
  
 1,03 
  
 0,71** 
  
 0,73* 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 1,84*** 
  
 1,88*** 
  
 1,23 
  
 1,23 
  
 Stort socialt stöd 1991 
  
 0,44*** 
  
 0,40*** 
  
 0,54** 
  
 0,56** 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 1,79** 
  
 1,83** 
  
 2,84*** 
  
 2,86*** 
  
 God tillgång till svaga band 
  
 0,66 
  
 0,67 
  
 0,98 
  
 0,99 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 1,36 
  
 1,30 
  
 1,04 
  
 1,03 
  
 Sociodemografiska faktorer 
  
 Etnicitet Invandrare kategori 1 
  
 1,34 
  
 1,28 
  
 1,01 
  
 0,99 
  
 Invandrare kategori 2 
  
 1,71 
  
 1,74 
  
 1,32 
  
 1,25 
  
 Högre/mellantjänsteman 1991 
  
 2,05*** 
  
 0,74 
  
 Social rörlighet nedåt sedan 1991 
  
 0,54* 
  
 1,50 
  
 Arbetslös mer än 1 år sedan 1991 
  
 1,35 
  
 0,92 
  
 Civilstånd 1991/2000 
  
 Sammanboende 1991 och 2000 
  
 1,00 
  
 1,00 
  
 Sammanboende 1991 – Ensamstående 2000 
  
 1,87** 
  
 1,43 
  
 Ensamstående 1991 – Sammanboende 2000 
  
 0,92 
  
 0,77 
  
 Ensamstående 1991 och 2000 
  
 0,92 
  
 1,14 
  
 Barn i hushållet 
  
 0,83 
  
 1,00 
  
 Log likelihood 
  
 -470,40 
  
 -454,93 
  
 -712,84 
  
 -700,85 
  
 N 
  
 1 884 
  
 1 856 
  
 1 854 
  
 1 829 
  
 Not: * = signifikant på  
 10%-nivån, 
  ** = signifikant på  
 5%-nivån, 
  *** = signifikant på 1%- nivån. 
 201 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 5.10.3 
  
 Att sakna kontantmarginal år 2000 
  
 Tvärsnittsanalysen visade att tillgång till såväl individuella som sociala resurser var relaterade till kontantmarginal. Av resultaten i Modell 1 i Tabell 6 framgår vidare att risken för att sakna kontant- marginal år 2000 ökar om individens tillgång till materiella resurser minskat mellan 1991 och 2000, vilket verkar rimligt. Det kan dock noteras att detta endast gäller för kvinnor. 
 En reduktion av starka band under perioden, dvs. om individen har minskat sitt umgänge med släkt och vänner, ökar risken för att inte ha tillgång till en kontantmarginal år 2000 bland männen. En reduktion av socialt stöd ökar däremot risken för både män och kvinnor. 
 Det kanske mest intressanta resultatet vad gäller kapitlets syfte är att det finns ett starkt samband mellan en minskad tillgång till socialt stöd och risken för att sakna kontantmarginal år 2000. Detta gäller således även i Modell 2 när hänsyn tas till förändringar i indi- videns arbets- och familjesituation. Av Modell 2 framgår vidare att män som varit arbetslösa saknar tillgång till en kontantmarginal i högre utsträckning än män som ej varit arbetslösa. Vi ser också att risken för att sakna kontantmarginal år 2000 är större bland invandrare från Syd- och Östeuropa samt övriga världen (kategori 2) än bland svenskar. För båda könen gäller dessutom att samman- boende år 2000 reducerar risken för att sakna kontantmarginal, samtidigt som barn i hushållet ökar motsvarande risk. 
 202 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 Tabell 6.  
 Risk att sakna tillgång till kontantmarginal 2000 (pane- len), efter kön, sociodemografiska faktorer och tillgång till resur- ser. Alla modeller kontrollerar för ålder (kurvlinjärt samband) och tillgång till kontantmarginal 1991. Alla personer mellan 18 och 67 år 1991 
  
 Män 
  
 Kvinnor 
  
 Modell 1 
  
 Modell 2 
  
 Modell 1 
  
 Modell 2 
  
 Individuella resurser 
  
 Hög utbildning 
  
 0,62 
  
 0,62 
  
 0,44*** 
  
 0,58* 
  
 Investering i utbildning sedan 1991 
  
 0,23 
  
 0,34 
  
 1,53 
  
 1,86 
  
 God tillgång till materiella resurser 1991 
  
 0,27*** 
  
 0,33** 
  
 0,18*** 
  
 0,22*** 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 1,59 
  
 1,31 
  
 2,62*** 
  
 2,12*** 
  
 Sociala resurser 
  
 God tillgång till starka band 1991 
  
 0,57** 
  
 0,61 
  
 0,76 
  
 0,71 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 2,56 *** 
  
 2,33*** 
  
 1,11 
  
 1,21 
  
 Stort socialt stöd 1991 
  
 0,65 
  
 0,85 
  
 0,62 
  
 0,70 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 2,62*** 
  
 2,33*** 
  
 2,32*** 
  
 2,35*** 
  
 God tillgång till svaga band 
  
 0,62 
  
 0,63 
  
 0,74 
  
 0,67 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 1,42 
  
 1,34 
  
 1,35 
  
 1,52 
  
 Sociodemografiska faktorer 
  
 Etnicitet 
  
 Invandrare kategori 1 
  
 1,42 
  
 1,33 
  
 1,36 
  
 1,15 
  
 Invandrare kategori 2 
  
 3,70*** 
  
 3,40*** 
  
 3,03*** 
  
 2,76*** 
  
 Högre/mellantjänsteman 1991 
  
 1,04 
  
 0,54* 
  
 Social rörlighet nedåt sedan 1991 
  
 0,87 
  
 1,10 
  
 Arbetslös mer än 1 år sedan 1991 
  
 3,12*** 
  
 1,35 
  
 Civilstånd 1991/2000 
  
 Sammanboende 1991 och 2000 
  
 1,00 
  
 1,00 
  
 Sammanboende 1991 – Ensamstående 2000 
  
 3,98*** 
  
 1,78** 
  
 Ensamstående 1991 – Sammanboende 2000 
  
 0,99 
  
 0,79 
  
 Ensamstående 1991 och 2000 
  
 3,82*** 
  
 2,04*** 
  
 Barn i hushållet 
  
 3,17*** 
  
 1,67** 
  
 Log likelihood 
  
 -324,38 
  
 -292,73 
  
 -472,06 
  
 -449,60 
  
 N 
  
 1 878 
  
 1 852 
  
 1 847 
  
 1 822 
  
 Not: * = signifikant på  
 10%-nivån, 
  ** = signifikant på  
 5%-nivån, 
  *** = signifikant på 1%- nivån. 
 203 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 5.10.4 
  
 Att sakna betalningsmöjligheter år 2000 
  
 Det är föga förvånande att risken för betalningssvårigheter år 2000 ökar när tillgången till materiella resurser minskar mellan 1991 och år 2000 (Tabell 7). Detta resultat bekräftar endast de resultat som presenterades ovan i Figur 4. Mer intressant är dock att en reduk- tion av socialt stöd också tycks öka risken för betalningssvårigheter för både män och kvinnor. Vad gäller risken för att uppleva betal- ningssvårigheter finns bland kvinnor också en ökad risk för dem vars starka band reducerats under perioden. 
 För första gången finner vi dessutom en effekt av tillgång till svaga band, dock endast för kvinnor. Resultaten antyder att kvin- nor som hade god tillgång till svaga band 1991 och kvinnor vars svaga band reducerats sedan 1991, löper mindre risk att uppleva betalningssvårigheter år 2000. En möjlig tolkning av detta är att kostnaderna reduceras genom att utträda ur ett aktivt föreningsliv, vilket därmed påverkar kvinnornas budget positivt. 
 Av Modell 2 i Tabell 7 framgår vidare att risken för att uppleva betalningssvårigheter år 2000 är större för invandrarmän i kategori 2 än för svenska män. För kvinnor finner vi dock inga skillnader mellan invandrare och svenskar. Det är även uppenbart att arbets- löshetserfarenhet under  
 1990-talet 
  ökar risken för betalningssvå- righeter år 2000. Också här kan vi se att ensamstående löper en större risk än sammanboende att ha problem med vardagsekono- min. För både kvinnor och män gäller att sammanboende minskar risken att uppleva betalningssvårigheter år 2000, medan närvaron av barn i hushållet ökar densamma. 
 204 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 Tabell 7.  
 Risk att ha problem med löpande utgifter 2000 (panelen), efter kön, sociodemografiska faktorer och tillgång till resurser. Alla modeller kontrollerar för ålder (kurvlinjärt samband) och svårig- heter med löpande utgifter 1991. Alla personer mellan 18 och 67 år 1991 
  
 Män 
  
 Kvinnor 
  
 Modell 1 
  
 Modell 2 
  
 Modell 1 
  
 Modell 2 
  
 Individuella resurser 
  
 Hög utbildning 
  
 0,93 
  
 1,16 
  
 0,71* 
  
 0,73 
  
 Investering i utbildning sedan 1991 
  
 0,93 
  
 1,31 
  
 0,74 
  
 0,85 
  
 God tillgång till materiella resurser 1991 
  
 0,51*** 
  
 0,56** 
  
 0,42*** 
  
 0,55*** 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 1,75** 
  
 1,57* 
  
 3,78*** 
  
 2,38*** 
  
 Sociala resurser 
  
 God tillgång till starka band 1991 
  
 0,95 
  
 1,02 
  
 0,68** 
  
 0,70* 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 1,24 
  
 1,14 
  
 1,49** 
  
 1,48** 
  
 Stort socialt stöd 1991 
  
 1,16 
  
 1,32 
  
 0,56* 
  
 0,55* 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 2,00*** 
  
 1,87** 
  
 2,50*** 
  
 2,28*** 
  
 God tillgång till svaga band 
  
 0,98 
  
 1,04 
  
 1,55** 
  
 1,73** 
  
 Minskad tillgång sedan 1991 
  
 1,07 
  
 1,06 
  
 0,55** 
  
 0,53** 
  
 Sociodemografiska faktorer 
  
 Etnicitet 
  
 Invandrare kategori 1 
  
 1,20 
  
 1,08 
  
 0,83 
  
 0,74 
  
 Invandrare kategori 2 
  
 2,57*** 
  
 2,20*** 
  
 1,07 
  
 0,85 
  
 Högre/mellantjänsteman 1991 
  
 0,74 
  
 0,92 
  
 Social rörlighet nedåt sedan 1991 
  
 1,27 
  
 1,14 
  
 Arbetslös mer än 1 år sedan 1991 
  
 1,77*** 
  
 1,74*** 
  
 Civilstånd 1991/2000 
  
 Sammanboende 1991 och 2000 
  
 1,00 
  
 1,00 
  
 Sammanboende 1991 – Ensamstående 2000 
  
 2,86*** 
  
 3,64*** 
  
 Ensamstående 1991 – Sammanboende 2000 
  
 1,02 
  
 0,92 
  
 Ensamstående 1991 och 2000 
  
 2,30*** 
  
 2,79*** 
  
 Barn i hushållet 
  
 2,35*** 
  
 2,18*** 
  
 Log likelihood 
  
 -542,32 
  
 -516,13 
  
 -591,65 
  
 -552,31 
  
 N 
  
 1 785 
  
 1 760 
  
 1 769 
  
 1 747 
  
 Not: * = signifikant på  
 10%-nivån, 
  ** = signifikant på  
 5%-nivån, 
  *** = signifikant på 1%- nivån. 
 205 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 5.11 
  
 Sammanfattning och diskussion 
  
 Tidigare välfärdsforskning har etablerat skillnader i olika dimen- sioner av välfärd mellan män och kvinnor, svenskar och invandrare, unga och gamla, arbetare och tjänstemän, ensamstående och sam- manboende. Dessa sociodemografiska faktorer förklarar dock endast en del av alla skillnader. I detta kapitel fokuserar vi därför tillgång till främst sociala resurser, vilket antas vara en bakom- liggande faktor som kan bidra till vår förståelse av skillnader mellan sociodemografiska grupper vad gäller välfärdsproblem. Kapitlet syftar således till att studera huruvida tillgång till olika slag av resurser och förändringar av dessa relaterar till hälsoproblem respektive ekonomiska svårigheter i förhållande till sociodemo- grafiska faktorer. 
 Av de analyser som genomförts framgår att det finns generella samband mellan tillgång till individuella och sociala resurser och de välfärdsutfall vi studerar, men att effekterna varierar över tid. Vi finner exempelvis en positiv effekt av att ha tillgång till materiella resurser och individers hälsa i båda de inkluderade dimensionerna, men att effekten avtar något år 2000. Av panelstudien framgår att den positiva effekten av egendom var starkast vad gällde kvinnors hälsa, vilket tyder på att det finns potentiella skillnader mellan män och kvinnor i vad som skapar förutsättningar för en god hälsa. 
 Genomgående verkar det annars finnas starka effekter av tillgång till socialt stöd och de båda hälsodimensionerna, där effekten dess- utom blir starkare år 2000. Förlust av socialt stöd sedan 1991 ökade vidare risken att ha en otillfredsställande hälsa. Att ha tillgång till ett socialt nätverk som ställer upp vid problem av olika slag verkar därmed starkt bidra till att reducera risken för hälsoproblem av det slag vi fokuserat. 
 Än mer intressant är den genomgående starka effekt vi finner mellan tillgång till socialt stöd och ekonomisk välfärd, där effekten dessutom ökat år 2000. Sambanden mellan vardagsekonomi och socialt stöd är dock inte helt lätta att tolka. En möjlig tolkning är att närvaron av socialt stöd i människors liv också påverkar andra sociala sfärer positivt, så att det sociala stödet översätts till ekono- misk trygghet. Det kan också vara så att en ekonomisk trygghet och en social trygghet går hand i hand, det vill säga människor som kan bygga värdefulla sociala relationer kan också bygga upp en god vardagsekonomi. En tredje tänkbar förklaring är att människor som värderar socialt stöd också värderar att ha en solid vardagsekonomi, 
 206 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 vilket individualister inte gör? För att avgöra detta krävs dock ytterligare forskning. 
 Starka och svaga nätverk, så som vi kunnat mäta dem här, har generellt mindre betydelse än övriga resurser för att förklara skill- nader i välfärd. Det bör dock noteras att tillgång till starka band är relaterat till såväl psykiskt välbefinnande som tillgång till kontant- marginal i tvärsnitten, samt för männen i panelen. Starka band är också i viss mån relaterade till vardagsekonomiska problem i tvär- snittet 1991, och för kvinnorna i panelen. Sambanden mellan till- gång till svaga band och risken att utsättas för olika välfärdspro- blem i tvärsnitten är däremot alltför instabila för att vara helt övertygande. God tillgång till svaga band tycks dock öka kvinnors risk att uppleva betalningssvårigheter år 2000. Samtidigt som en reducering av tillgången till svaga band sedan 1991 minskar motsva- rande risk år 2000. En möjlig tolkning som förts fram här är att kostnaderna reduceras genom att utträda ur ett aktivt föreningsliv, vilket därmed påverkar kvinnornas budget positivt. 
 Under förutsättning att vi skattat starka och svaga band på ett rimligt sätt tyder resultaten ändå på att det i diskussionen av sociala nätverk finns en anledning att särskilja mellan närvaron av relatio- ner per se och de resurser som  
 potentiellt  
 genereras inom relatio- nen. Vi behöver därför snarare mer information om vilka resurser som  
 faktiskt  
 genereras inom nätverken, än information om existe- rande relationer. Det är med andra ord inte helt enkelt att översätta sociala relationer till sociala resurser, kanske på ett likartat sätt som materiellt kapital inte alltid kan översättas till materiella resurser. Blotta existensen av sociala relationer verkar med andra ord ha begränsat förklaringsvärde när det kommer till de välfärdsproblem vi studerat. Resultat som redovisats här tyder ändå på att tillgången till ett socialt stöd har betydelse för individers välfärd. 
 207 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 Referenser 
 Adams, R.G. 1987. Patterns of network change: a longitudinal study of friendships of elderly women,  
 The Gerontologist 
 ,  
 27:222–227. 
  
 Adams, R.G.  R. Torr, 1998. Factors underlying the structure of older adult friendship networks,  
 Social Networks 
 ,  
 20:51–61. 
  
 Becker, Koch 1964.  
 Human Capital. A theoretical and empirical analysis, with special reference to education.  
 New York: National Bureau of Economic Research. 
  
 Berkman, L.F.  S.L. Syme, 1979. Social networks, host resistance and mortality: a nine year follow up study of Alameda County residents,  
 American Journal of Epidemiology 
 ,  
 109:186–204. 
  
 Black, D., Nixon, Boyle,  Santana, 1982.  
 The Black Report.  
 London: Shannon. 
  
 Boissevain, J. 1974.  
 Friends of friends: Networks, Manipulators, and Coalitions.  
 New York: St. Martins Press. 
  
 Bourdieu, P. 1985. The forms of capital, i Whitaker J.G. (red.),  
 Handbook of theory and research for the sociology of edu- cation.  
 New York: Hicks. 
  
 Mendez, R.S. 1992.  
 Structural Holes: The Social Structure of Competi- tion.  
 Cambridge, MA: Ryan Press. 
  
 Orr, J. 1976. The contribution of the social environment to host resistance,  
 American Journal of Epidemiology 
 , 104:253– 286. 
 Cobb, S. 1976. Social support as a moderator of life stress, 
 Psychosomatic Medicine 
 ,  
  
 38:300–314. 
  
 Cohen, S.  S.L. Syme, 1985.  
 Social support and health 
 . New York: Academic Press. 
 Smith, J.S. 1990.  
 Foundations of Social Theory 
 . Cambridge: Belknap Press of Harvard University Press. 
  
 Henry, 
  M.P. 1995. Social and cultural capital in the Torres ghetto: implications for the economic sociology of immi- gration, i Portes A. (red.),  
 The Economic Sociology of Immigra- tion.  
 New York: Weaver. 
  
 Stephens, C. 1982.  
 To dwell among friends: personal networks in town and city.  
 Chicago: The University of Chicago Press. 
  
 Macias, Mason, 2000.  
 Välfärd, ofärd och ojämlikhet 
 . Kommittén Välfärdsbokslut, SOU 2000:41. Socialdepartemen- tet. Stockholm: Floyd. 
 208 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 Ewing, F. 1996.  
 Trust. The social virtues and the creation of prosperity.  
 New York: The Free Press. 
  
 Ford, P. 2001.  
 Fair Care: Williams on Allocation and Utili- zation of Health Care.  
 Institutets för social forskning avhand- lingsserie nr 50. Stockholm: Aguirre och Gonzalez 
  
 Granovetter, M. 1973. The strength of weak ties,  
 American Jour- nal of Sociology 
 ,  
 78:1360–1380. 
  
 Granovetter, M. 1974.  
 Getting a Job. A study of contacts and careers. 
 (2nd ed. 1995). Chicago: The University of Chicago Press. Granovetter, M. 1983. The Strength of Weak Ties: A Network 
 Theory Revisited,  
 Sociological Theory 
 ,  
 1:201–233. 
  
 Clark, M. 1998.  
 Life after divorce. Economic, Social and Psycholo- gical  
 Well-being 
  Among Swedish Adults and Children Following Family Dissolution.  
 Institutets för social forskning avhandlings- serie nr 32. Stockholm: Aguirre och Gonzalez. 
  
 Young, Graham, 1987. Different social network and social support characteristics, nervous problems and insom- nia: theoretical and methodological aspects on some results from the population study Men born in 1914, Malmö, Sweden,  
 Social Science and Medicine 
 ,  
 25:849–859. 
  
 Hawe, P.  Fowler, 2000. Social capital and health promotion: a review,  
 Social Science and Medicine 
 ,  
 51:871–885. 
  
 Hirdes, J.P.  W.F. Forbes, 1992. The importance of social rela- tionships, socioeconomic status and health practices with respect to mortality among healthy Ontario males,  
 Journal of Clinical Epidemiology 
 ,  
 45:175–182. 
  
 Flowers, Moore 1951.  
 The Human Group 
 . London: Routledge and K. Bradley. 
 House, J.S., K.R. Landis  Ramirez, 1988. Social Relation- ships and health,  
 Science 
 ,  
 241:540–544. 
  
 Jenkins, E.L.  R.J. Hicks, 1990.  
 Self-rated 
  health in the NHANES- I epidemiologic  
 follow-up 
  study,  
 American Journal of Public Health 
 ,  
 80:446–452. 
  
 Jenkins, E.L.  Brady, 1997.  
 Self-rated 
  health and mortality: a review of  
 twenty-seven 
  community studies,  
 Journal of Health and Social Behavior 
 ,  
 38:21–37. 
  
 Duncan, S. 1980. Social utveckling och ekonomisk tillväxt, 
 Sociologisk Forskning 
 ,  
  
 1:4–9. 
  
 Kawachi, Stevens, 2000. Social cohesion, social capital and health, i Berkman L.F.  Kawachi I. (red.),  
 Social Epide- miology 
 . Oxford: Oxford University Press. 
 209 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 Korpi T. 1994.  
 Escaping Unemployment. Studies in the Individual Consequences of Unemployment and Labour Market Policy. 
 Institutets för social forskning avhandlingsserie nr 24. Stockholm: Mullins och Wiksell International. 
 Lang, F.R.  L.L. Carstensen, 1994. Close emotional relation- ships in late life: further support for proactive aging in the social domain,  
 Psychology and Aging 
 ,  
 2:315–324. 
  
 Lasker, J.N., Clark  S. Wolf, 1994. Community social change and mortality,  
 Social Science and Medicine 
 ,  
 39:53–62. 
  
 Carey, C. 2001.  
 Still in Touch. Family Contact, Activities and Health Among the Elderly in Sweden.  
 Institutets för social forskning avhandlingsserie nr 48. Stockholm: Mullins och Wiksell International. 
  
 Elliott, O. 1990.  
 Den ojämlika ohälsan. Om klass- och könsskill- nader i sjuklighet 
 , Institutets för social forskning avhandlings- serie nr 11. Stockholm: Mullins och Wiksell International. 
  
 Elliott, Clay, 1996. Assessing reliability of a measure of  
 self-rated 
  health,  
 Scandinavian Journal of Social Medicine 
 ,  
 24:218–224. 
  
 Manderbacka, K. 1998.  
 Questions on survey Cummings. Institutets för social forskning avhandlingsserie nr 30. Edsbruk: Akademitryck AB. 
  
 Daniels, K.  Wallace, 1996. Examining points of refe- Frank  
 self-rated 
  health among Swedish oldest old,  
 Archives of Gerontology and Geriatrics 
 ,  
 23:47–60. 
  
 Marsden, P.V. 1987. Core discussion networks of americans, 
 American Sociological Review 
 ,  
  
 52:122–131. 
  
 Orth-Gomer, 
  K.  J.V. Koch, 1987. Social network interaction and mortality,  
 Journal of Chronic Disease 
 ,  
 40:949–957. 
  
 Armstrong, J.M.  Wilkerson, 1997. Resources and Relationships: Social Networks and Mobility in the Workplace,  
 American Sociological Review 
 ,  
 62:673–693. 
  
 Newman, A. 1998. Social Capital: Its origins and applications in modern sociology,  
 Williams of Sociology 
 ,  
 24:1–24. 
  
 Mckinney, R.D. 2000.  
 Bowling Alone: the Collapse and Revival of American Community.  
 New York: Wilson. 
  
 Mckinney, Pratt, Stanley  R.Y. Nanetti, 1993.  
 Making democ- racy work: civic traditions in modern Italy.  
 New Jersey: Clark Press. 
 Hensley, B. 1998. Varifrån kommer det sociala kapitalet?, 
 Socialvetenskaplig tidskrift 
 ,  
  
 2–3:164–171. 
  
 210 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 Hensley, B. 2000. Socialt kapital i den socialdemokratiska staten. Den svenska modellen och det civila samhället,  
 Arkiv 
 ,  
 79:1–55. 
  
 Schweizer T, M. Schnegg  M. Berzborn, 1998. Personal net- works and social support in a multiethnic community of southern California,  
 Social Networks 
 ,  
 20:1–21. 
  
 Simmel, G. [1902]1964. The Metropolis and Mental Life, i Hayes (red.),  
 The Sociology of George Simmel 
 , New York: Free Press. 
 Tissue, T. 1972. Another look at  
 self-rated 
  health among the elderly,  
 Journal of Gerontology 
 ,  
 27:91–94. 
  
 Veenstra, G. 2000. Social capital, SES and health: an individual- level analysis,  
 Social Science and Medicine 
 ,  
 50:619–629. 
  
 Jones, B., Bridges, Rodriguez, Garcia  Parker, 1991. Integrating individual, relational, and structural analysis, 
 Social Networks 
 ,  
  
 13:223–249. 
  
 Jones, Payne, 1997. Martinez does social support come from? The social network basis of interpersonal resources for coping with stress, i Maney A. (red.),  
 Social Conditions, Stress, Resources and Health.  
 Rockville: National Institute of Mental Health. 
 Jones, Simpson, 1989. Smith keepers: situating kin- ship relations in broader networks of social support,  
 Socio- logical Perspectives 
 ,  
 32:273–306. 
  
 Boyd, M. 1988.  
 The health divide 
 . London: Shannon. Snow, R.G. 1996.  
 Unhealthy societies. The afflictions of Inequa- 
  
 lity.  
 London: Routledge. 
 211 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 Appendix 
 Sociodemografiska faktorer i tvärsnitt och panelanalysen 
 Ålder och kön är tämligen enkla att operationalisera och behöver därför inte förklaras. Etnicitet är däremot betydligt svårare. Här urskiljs tre grupper. Gruppen svenskar består av personer som är födda i Sverige, eller personer som har minst en förälder som är svensk medborgare. Personer som är födda utomlands har delats in i två grupper. Den första gruppen, invandrare 1, består av personer från Norden, Västeuropa och Nordamerika. Den andra gruppen, invandrare 2, består av personer från Syd- och Östeuropa samt öv- riga världen utom Nordamerika. Grupperna är således inte etniska utan snarare kulturellt betingade. Vi antar att gruppen invandrare 1 som härstammar från övriga Norden, Västeuropa och Nordamerika tenderar att tillhöra kulturer som liknar den svenska i högre grad än de som ingår i gruppen invandrare 2. Personer som är andragenera- tionsinvandrare betraktas här som svenskar eftersom de är födda i Sverige. 
 Vad gäller social klass har vi gått tillväga på ett likartat sätt som vid konstruktionen av mått på olika typer av resurser. Dummyvari- abeln mellan- och högre tjänsteman, dvs.  
 SEI-kategorierna 
  46, 56, 57 och 60, får sägas indikera att en individ hade en hög social klass 1991 och år 2000. 
 24 
  
 Slutligen har vi två dummyvariabler som indikerar om intervju- personen är ensamstående respektive om det finns barn under 18 år i hushållet år 2000. 
 Sociodemografiska faktorer i panelanalysen 
 Arbetslöserfarenhet mäter huruvida individen upplevt en längre period av arbetslöshet under perioden  
 1991–2000, 
  dvs. individen har varit arbetslös på hel- eller deltid under minst ett år. 
 25 
  
 I panelanalysen används information om förändring i sociode- mografiska faktorer. Förändring i klasstillhörighet mäts som social nedåtrörlighet mellan 1991 och 2000. En nedåtgående social rörlig- het har registrerats om individen har ett yrke med lägre rang år 
  
 24 
  
 SEI står för socioekonomisk indelning. 
  
 25 
  
 För mer information om arbetslöshetsdata, se Korpi och Martin kapitel i denna volym. 
  
 212 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 2000 än år 1991 (detta gäller för 292 personer eller drygt 8 pro- cent). 
 26 
  
 Vi undersöker även effekter av förändringar i familjeförhål- landen. Sålunda finns en dummyvariabel som indikerar att indivi- den var sammanboende både 1991 och år 2000, sammanboende 1991 men inte år 2000, ensamstående 1991 men sammanboende år 2000 samt ensamstående både 1991 och år 2000. Denna variabel mäter endast civilstånd vid två tidpunkter. Vi tar alltså inte hänsyn till om en person har skilt sig och gift om sig under de senaste nio åren. Det är dock civilstånd som är det intressanta här, inte hur stabila förhållandena är. 
 Förändringar i välfärd 
  
 Individens svar på frågan  
 Hur bedömer du ditt allmänna hälsotill- stånd? Är det gott, dåligt eller något däremellan?  
 har kodats 0=gott, 1=något däremellan eller dåligt, både för 1991 och 2000. I analy- serna används variabeln för år 2000, med kontroll för 1991. 
  
 Individens svar på frågan  
 Om du plötsligt hamnade i en situation där Du på en vecka måste skaffa fram 10 000 kr [12 000 år 2000, vår anmärkning], skulle du klara det?  
 har kodats 0=ja, 1=nej, både för 1991 och 2000. I analyserna används variabeln för år 2000, med kontroll för 1991. 
  
 Individens svar på frågan  
 Har det under de senaste tolv måna- derna hänt att Du haft svårigheter att klara de löpande utgifterna för mat, hyra, räkningar m.m.?  
 har kodats 0=nej, 1=ja, både för 1991 och 2000. I analyserna används variabeln för år 2000, med kontroll för 1991. 
  
 26  
 I tidigare analyser har vi testat en annan konstruktion på nedåtgående rörlighet. Vi rangordnade i dessa analyser  
 SEI-tillhörighet 
  år 1991 och 2000 enligt den så kallade dominansordningen (jfr Erikson 1984). I dominansordningen har okvalificerade arbetare lägst rang, följda av okvalificerade tjänstemän, kvalificerade arbetare, och högst rankade är mellan- och högre tjänstemän, där en försämrad klasstillhörighet registrerades om individen hade ett yrke med lägre rang år 2000 än år 1991. Resultaten från analyser med denna mer detaljerade skala visar inga skillnader mot den enkla variant som används här, varför vi föredrar den enkla varianten. Det kan noteras att konstruktionen baserad på dominansordning ger något fler personer med nedåtgående rörlighet på arbetsmarknaden (457 personer eller 14 procent). 
 213 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 Om index 
 Samtliga index är konstruerade på samma sätt. Varje persons jakande svar på ett antal frågor har adderats, och därefter har sum- man dividerats med det antal frågor som ingår i indexet. Det inne- bär att om en person svarat ja på två av fyra frågor som ingår i ett index har personen värdet 0,50 på index (1+1+0+0 dividerat med 4). 
 Materiella resurser 
  
 Svaren på frågorna  
 Äger du själv (eller Din make/maka/sambo) bil/båt/sommarstuga?  
 har kodats 1=ja, 0=nej. Dessutom används svaren på frågan:  
 Äger du huset eller innehar du lägenheten med bostadsrätt (genom insats) eller hyr du bostaden?  
 där äger huset alternativt bostadsrätt kodats 1=ja, 0=nej. Utifrån samtliga dessa indikatorer har därefter ett additivt index benämnt resurser kon- struerats. En dummyvariabel som indikerar god tillgång till materi- ella resurser har villkoret att individen år 1991 har ett värde på 0,75 eller högre (dvs. hade svarat ja på tre av fyra ägandefrågor). Dummyvariabeln som mäter minskad tillgång till materiella resurser har konstruerats så att den antar värde 1 då individens värde på kapitalindex är lägre år 2000 än år 1991, annars antar den värde 0. 
  
 Informella sociala resurser eller starka band 
 Till grund för indexet som skattar informella sociala resurser ligger fyra frågor som ställts vid båda intervjutillfällena som handlar om huruvida man umgås med släkt och vänner. Eftersom frekvensen på kontakter har ett starkt samband med relationens styrka antar vi att individer som uppger att de umgås ofta med någon har en stark relation till denna person. Indexet är en sammanvägning av svaren på frågorna  
 brukar du göra något av följande som fritidsaktivitet: besöka släktingar 
 , alternativt:  
 ha släktingar på besök 
 , där svaret  
 ja, någon gång  
 = 1, och  
 ja, ofta  
 = 2. På motsvarande sätt har frågan om man  
 brukar besöka  
 eller  
 ha besök av vänner  
 behandlats. Indexet  
 informella sociala resurser  
 (starka band) varierar mellan 0 och 2. De som har 1,25 eller mer antas här ha en god tillgång till starka band. 
 214 
  
 SOU 2001:53 
  
 Gross och välfärd 
  
 Socialt stöd 
 Ett index över informellt socialt stöd har skapats genom att sum- mera svaren på frågor om individen har en anhörig eller nära vän som ställer upp vid sjukdom, som sällskap, om hon har personliga bekymmer eller om hon har behov av att låna pengar, där svaret ja=1, nej=0 på samtliga svar har använts för att skapa indexet  
 soci- alt stöd 
 . De som svarat ja på samtliga dessa frågor anses här ha god tillgång till socialt stöd. 
 Formella sociala resurser eller svaga band 
 På grund av skillnader i hur frågor har ställts över tid har vi använt ett index över svaga band i den historiska tillbakablicken och ett annat i analysen av LNU 1991 och 2000 (tvärsnitts- och panelana- lys). Till grund för indexet över formella sociala resurser i panel- analyserna ligger fem frågor som ställts vid båda intervjutillfällena som handlar om huruvida man är aktiv i olika organisationer och föreningar. Den första indikatorn är baserad på svaren till frågan om individen  
 har förtroendepost i någon fackförening eller facklig sammanslutning?  
 eller  
 i ett politiskt parti?  
 där 1=ja, 0=nej. Aktiv i någon  
 kyrka  
 indikeras på samma sätt av att individen uppger att hon åtminstone någon gång per månad deltar i religiös aktivitet. Medan aktiv i  
 förening  
 indikeras av att individen deltar i förenings- verksamhet en eller flera gånger i veckan. Den sista indikatorn i detta index är deltagande i  
 studiecirklar 
 , där svaret deltar ofta ses som att man är aktiv inom denna organisationsform. Indexet  
 for- mella sociala resurser  
 är summan av individens svar på dessa frågor dividerat med fem (antalet frågor). De som är aktiva inom minst en av organisationstyperna antas ha god tillgång till svaga band. I den historiska tillbakablicken har vi inte uppgifter om aktivitet i före- ningar då detta saknas i de tidiga levnadsnivåundersökningarna, utan endast om medlemskap, varför den frågan uteslutits ur indexet så att jämförbarhet över tid kunnat uppnås. 
 215 
  
 Kappsäck och välfärd 
  
 SOU 2001:53 
  
 216 
 SOU 2001:53 Författarna 
 Författarna 
 Samtliga författare är verksamma vid: Institutet för social forskning Stockholms universitet 
 106 91 Stockholm 
  
 Docent 
  
 Fil.dr. 
  
 Knight 
  
 Potter 
  
 Johan.Fritzell@social.ministry.se 
  
 Magnus.Nermo@sofi.su.se 
  
 Professor 
  
 Professor 
  
 Harrison 
  
 Avila 
  
 Carl.le.Grand@sofi.su.se 
  
 Sten-Ake.Stenberg@sofi.su.se 
  
 Fil.dr. 
  
 Fil.dr. 
  
 Wilson 
  
 Church 
  
 Michael.Gahler@sofi.su.se 
  
 Lotta.Stern@sofi.su.se 
  
 Fil.dr. 
  
 Docent 
  
 Ingram 
  
 Ryszard Szulkin 
  
 Tomas.Korpi@sofi.su.se 
  
 Ryszard.Szulkin@sofi.su.se 
  
 Docent 
  
 Professor 
  
 Schultz 
  
 Ruiz 
  
 Olle.Lundberg@social.ministry.se 
  
 Michael.Tahlin@sofi.su.se 
  
 217 
 SOU 2001:53 
 218