5 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 – En diskussion och kunskapsöversikt 
 Smith och Valencia 
  
 5.1 
  
 Inledning 
  
 I debatten om den svenska välfärdsstaten har under  
 1990-talet 
  diskussionen om ekonomiska incitament och deras betydelse för såväl ekonomins funktionssätt som enskilda individers livssituation getts en framträdande plats. Ett ofta framfört argument i denna debatt är att incitamentsstrukturen, i form av olika typer av transfereringar och de skatter som behövs för att finansiera dessa, har snedvridande effekter som minskar effektiviteten och därmed de samlade resurserna i ekonomin. De resurser som kan avsättas för att lindra fattigdom och tillförsäkra alla individer en acceptabel levnadsstandard skulle därmed sjunka på lång sikt. Därigenom, har det hävdats, kommer själva de principer som välfärdsstaten bygger på att försvåra att några av dess mest centrala mål uppnås. Sam- tidigt har det gjorts gällande, att förekomsten av olika typer av transfereringar och den beskattning av arbete som i stor utsträck- ning finansierar dessa transfereringar, minskar människors vilja och förmåga att genom lönearbete och utbildning själva påverka sin livssituation. Även här kan därför föreligga ett grundläggande di- lemma: välfärdsstatens förmåga att hjälpa utsatta grupper i sam- hället kan bara ske på bekostnad av människors vilja och möjlighet att själva förbättra sin ekonomiska situation. 
 Det finns dock ett annat sätt att se på sambanden mellan skatte- och transfereringssystemet, ekonomisk effektivitet och social rör- lighet, ett synsätt som måhända fått mindre plats i såväl den poli- tiska som den vetenskapliga diskussionen i Sverige om social- politikens utformning under  
 1990-talet. 
  Detta synsätt förnekar inte att olika former av skatter och transfereringar kan ha negativa effekter på människors vilja och/eller förmåga att genom arbete och utbildning själva påverka sin ekonomiska position och också bidra till de samlade resurserna i ekonomin. Men välfärdsstatliga arrangemang kan enligt detta perspektiv också ha positiva effekter 
 251 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 på såväl ekonomisk effektivitet och tillväxt som social rörlighet. Tillgång till ett visst mått av ekonomiska och materiella resurser kan vara en förutsättning för att människor skall uppnå god fysisk och psykisk hälsa och därmed kunna utnyttja sin produktiva potential i olika avseenden. Välfärdsstatliga arrangemang kan också utgöra ett ekonomiskt skyddsnät som gör människor mer benägna att ta risker, t.ex. i form av utbildning eller byte av position på arbetsmarknaden, vilket i sin tur kan leda till att ekonomins resur- ser tas tillvara på ett bättre sätt. Alltför ojämlika levnadsför- hållanden kan därmed begränsa utsatta gruppers livschanser och bidra till att det mänskliga kapitalet i ekonomin inte utnyttjas på ett optimalt sätt, vilket i sin tur kan leda till såväl lägre social rörlighet som lägre ekonomisk effektivitet och tillväxt. Enligt detta synsätt har således välfärdsstatliga arrangemang både positiva och negativa effekter på ekonomisk effektivitet och social rörlighet, och den avgörande frågan blir därmed hur skatte- och transfereringssystem skall utformas för att minimera kostnaderna och maximera för- delarna av dessa system för såväl enskilda individer som samhället i stort. 
 Syftet med detta kapitel är, att mot bakgrund av den diskussion som förts om sambanden mellan å ena sidan välfärdsstatens storlek och utformning och å andra sidan ekonomisk effektivitet och tillväxt, beskriva incitamentsstrukturens utseende inom centrala delar av det svenska välfärdssystemet under  
 1990-talet 
  samt att ge en översikt över den forskning som bedrivits rörande incitamen- tens betydelse för individers arbetsutbud. Avsikten är inte att ge en fullständig redovisning av alla de studier som gjorts inom dessa områden, utan snarare att peka på möjligheter och problem med denna forskning och försöka utröna om det finns någon konsensus gällande incitamentens storlek och betydelse i den svenska välfärds- staten under  
 1990-talet. 
  När vi refererar till såväl teoretiska som empiriska arbeten har vi därför ingen ambition att vara fullständiga; vi kommer enbart att referera till arbeten som illustrerar vad vi uppfattar som centrala resonemang. Vidare är vår ambition att framställningen skall kunna förstås utan ingående kunskap i de många gånger komplicerade teoretiska och metodologiska resone- mang som ofta kännetecknar litteraturen på detta område. 
 En viktig avgränsning för detta kapitel är att vi enbart kommer att diskutera incitamentens utseende och betydelse på arbets- marknaden och för individers arbetsutbud. I ljuset av att stora delar av välfärdsstaten är relaterad till de försörjningsmöjligheter och 
 252 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 försörjningsproblem medborgarna möter på arbetsmarknaden och den dramatiska utvecklingen på arbetsmarknaden under  
 1990-talet 
  är detta ett viktigt område att belysa. Men det måste också påpekas att i ett dynamiskt perspektiv har även incitamenten för sparande, kapitalbildning och utbildning en avgörande betydelse för ekono- misk effektivitet och tillväxt och därmed också för de resurser som välfärdsstaten kan ta i anspråk. Dessa aspekter har vi emellertid inte möjlighet att behandla i detta kapitel. 
 Om det är lätt att se att incitamentens betydelse har getts en framträdande plats i såväl den politiska som den vetenskapliga diskussionen under senare år, är det svårare att nå klarhet om vad som mer precist innefattas i begreppet incitament. En vid och över- gripande definition som emellertid kan hållas i åtanke vid läsningen är att man med incitament vanligtvis avser det system av ekono- miska belöningar som finns i ekonomin. Denna definition pekar också på en viktig avgränsning som implicit finns i debatten om incitamentens betydelse. Det är, med få undantag, de ekonomiska incitamentens betydelse som diskuteras. Att avgränsa incitament till enbart ekonomiska belöningar är inte orimligt, eftersom dessa i många situationer spelar en viktig roll för människors beteende. Men man skall samtidigt komma ihåg att det finns en rad andra be- löningar och bestraffningar, inte minst av moralisk natur, som också påverkar människors beteende. 
 Kapitlet är upplagt på följande sätt: I det första avsnittet kom- mer vi att försöka sammanfatta huvuddragen i den diskussion som förts om sambanden mellan välfärdsstatens storlek och utformning å ena sidan och ekonomiskt effektivitet och tillväxt å den andra. Därefter följer en genomgång av centrala resonemang och empi- riska resultat inom några specifika delar av det svenska skatte- och transfereringssystemet. Dessa delar är (i tur och ordning) arbets- löshetsförsäkring, sjukförsäkring och förtidspensioner samt skatte- systemet. De olika skatte- och transfereringssystemens samlade effekt kommer att behandlas i ett avslutande avsnitt om de olika typer av incitament och marginaleffekter som barnfamiljer möter. Kapitlet avslutas som brukligt är med en diskussion. 
 253 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 5.2 
  
 Incitament, ekonomisk effektivitet och social rörlighet 
  
 Den djupa ekonomiska kris som Sverige genomled i början av  
 1990-talet 
  tolkades av många som ett uttryck för att den offentliga sektorns, och framför allt välfärdsstatens, åtaganden blivit alltför omfattande. Välfärdssystemet hade, enligt detta synsätt, i början av  
 1990-talet 
  fått en utformning och vuxit till en omfattning som på ett allvarligt sätt hämmade den ekonomiska effektiviteten och tillväxten. Den ekonomiska krisen var därför primärt ett utslag av underliggande strukturella fel i den svenska ekonomin, och inte en övergående kris som hade sin orsak i tillfälligt förändrade ekono- miska konjunkturer eller villkor. 
 Ett grundläggande antagande, som delas av många av dem som anlägger detta perspektiv på den svenska ekonomisk krisen i början av  
 1990-talet, 
  är att alltför långtgående statliga ingrepp i marknads- processen i syfte att främja en mer jämn fördelning av inkomster och resurser på sikt kommer att hämma effektiviteten och därmed tillväxten hos det ekonomiska systemet. 
 1  
 En inflytelserik före- trädare för detta synsätt är den amerikanska ekonomen Hudson, som i sin bok Equality and Efficiency. The Big Tradeoff (Okun 1975: 48) uttryckte detta förhållande på följande sätt: 
 2 
  
 [W]hile the provision of equal political and civil rights often imposes costs on society, the attempt to enforce equality of income would entail a much larger sacrifice. In pursuing such a goal, society would forgo any opportunity to use material rewards as incentives to production. And that would lead to inefficiencies that would be harmful to the welfare of the majority. Any insistence on carving the pie into equal slices would shrink the size of the pie. That fact poses the tradeoff between economic equality and economic efficiency 
 Analogin med en tårta (pie) som Green framför i detta citat är välkänd för dem som följt den svenska politiska debatten under senare år. Om bara tårtan (dvs. samhällsekonomin) växer kommer alla på sikt att kunna få en större tårtbit, även om vissa får en större 
  
 1 
  
 Avsikten med denna inledning är att i pedagogiskt syfte renodla två delvis konkurrerande synsätt på statliga ingrepp i marknadsprocessen. Det ska påpekas att man naturligtvis kan hävda att sådana ingrepp leder till effektivitetsförluster utan att för den skull hävda att dessa effektivitetsförluster är av den storleksordningen att de skapar det slag av ekonomiska ned- gångar som den svenska ekonomin upplevde under början av  
  
 1990-talet. 
  
 2 
  
 Green diskuterade bara den avvägning som han menar finns i alla marknadsekonomier mellan ekonomisk effektivitet och jämlikhet, och diskuterade alltså inte specifikt Sverige i detta sammanhang. Värt att notera är också, att även om Green underströk marknadens effektivitet i många avseenden, var han själv välvilligt inställd till omfördelande åtgärder riktade till den fattigaste femtedelen i samhället (Okun 1975: 118). 
  
 254 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 tårtbit än andra. Men om den befintliga tårtan skärs i lika stora delar finns det en uppenbar risk att tårtan som helhet kommer att minska i storlek. Enligt detta synsätt är det främst skatte- och transfereringssystemets påverkan på priserna i ekonomin som leder till att tårtan minskar i storlek. 
 Enligt traditionell neoklassisk ekonomisk analys ger skillnader i priser signaler till de ekonomiska aktörerna (t.ex. producenter, konsumenter, säljare av arbetskraft) var de skall satsa sina knappa resurser. 
 3  
 Om resurserna i ekonomin skall utnyttjas på bästa sätt bör de sättas in där de ger som störst effekt, där de är som mest produktiva. Det är genom stigande eller sjunkande priser som de ekonomiska aktörerna får signaler om förändringar i ekonomin och därigenom anpassar sitt beteende och satsar sina resurser (t.ex. pengar eller arbetskraft) där de ger som mest utbyte. Förutom sin funktion som signalsystem kommer priserna även att fungera som ett belöningssystem, som fördelar ekonomiska belöningar i enlighet med de ekonomiska aktörernas produktivitet. Ju mer priserna avviker från de priser som skulle uppstå i en perfekt fungerande marknadsekonomi, ju mindre effektiva blir priserna som signaler om var de ekonomiska aktörerna skall satsa sina resurser. 
 Den springande punkten i traditionell ekonomisk analys är just att olika former av transfereringssystem och de skatter som behövs för att finansiera dessa system kommer att snedvrida den upp- sättning priser som skulle uppkomma i en perfekt fungerande marknadsekonomi. Därmed kan förekomsten av skatte- och trans- fereringsprogram leda till att vissa för samhället lönsamma trans- aktioner inte kommer till stånd. Ta arbete som exempel: genom att beskatta lönearbete och satsa dessa skattemedel på olika former av transfereringar (t.ex. till de arbetslösa) kommer lönearbete att bli förhållandevis mindre lönsamt och kostnaden av att inte arbeta (eller den belöning som uteblir då man inte arbetar) bli för- hållandevis mindre. Detta kan leda dels till att människor arbetar och utbildar sig för lite (och på fel sätt) för att resurserna i ekono- min skall utnyttjas på ett optimalt sätt, dels till att människors förmåga och möjlighet att själva förbättra sin ekonomiska situation minskar. 
 Man brukar i detta sammanhang ofta tala om marginaleffekter, med vilket avses hur stor nettobelöningen är av att t.ex. öka sitt 
  
 3  
 För en introduktion till neoklassisk ekonomisk teori, se Mansfield (1982) och Foster (1982). 
 255 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 arbetsutbud eller att utbilda sig. Ju större dessa marginaleffekter är, dvs. ju större andel av en inkomstökning som avgår som skatter och avgifter och reducerade transfereringar och bidrag, ju mindre kommer nettobehållningen av och därmed incitamenten för att öka sitt arbetsutbud eller utbilda sig att vara. Problemet med dessa marginaleffekter är dels att de ekonomiska fördelarna av att öka sitt arbetsutbud är mindre för den enskilde individen än för sam- hället i stort, vilket gör att samhällets resurser inte utnyttjas fullt ut. Men, har det hävdats, dessa marginaleffekter ökar också sanno- likheten för att människor blir permanent bidragsberoende genom att fastna i så kallade fattigdomsfällor. Enligt detta synsätt innebär förekomsten av dessa fattigdomsfällor att människor inte nämnvärt kan påverka sina ekonomiska förhållanden genom att förkovra sig och arbeta mer. Speciellt allvarliga anses dessa fattig- domsfällor vara eftersom de i hög grad drabbar redan utsatta grupper i samhället (se t.ex. SOU 2001:24, sid.  
 162–163). 
  
 De som delar denna syn på förekomsten av en grundläggande konflikt mellan omfördelning och effektivitet behöver för den sakens skull inte argumentera för att staten skall avhålla sig från alla typer av ingrepp i ekonomin. I traditionell neoklassisk ekonomisk analys brukar olika former av s.k. marknadsmisslyckanden pekas ut som exempel på när statliga ingrepp i marknadsprocessen kan motiveras utifrån effektivitetsskäl. Ett sådant marknadsmisslyckan- de är så kallade externa effekter, som innebär att företags priser och kostnader inte avspeglar de samhälleliga effekterna av en viss typ av produktion. Ett exempel på en sådan negativ extern effekt är de extra kostnader i form av föroreningar av miljön som kan uppstå av ett företags produktion och som företaget inte behöver betala. Utöver dessa marknadsmisslyckanden som motiv för statliga ingrepp i ekonomin i syfte att främja en mer jämn fördelning av materiella resurser kommer emellertid ekonomisk effektivitet och ekonomisk jämlikhet enligt detta synsätt att stå i en motsats- ställning till varandra: det ena kan inte uppnås utan att man ger avkall på det andra. Därmed blir frågan om hur mycket ekonomisk jämlikhet människor är villiga att uppnå på bekostnad av ekono- misk effektivitet och tillväxt att i huvudsak vara en fråga om värderingar. 
 Att anse att det finns en grundläggande konflikt mellan statliga ingrepp i ekonomin och det ekonomiska systemets effektivitet behöver således inte med nödvändighet betyda att man är emot dessa ingrepp. Men det betyder att konflikten mellan utjämning 
 256 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 och effektivitet anses vara en i huvudsak politisk konflikt. Forskare och andra kan försöka identifiera storleken på de kostnader (dvs. förlusten i ekonomisk effektivitet) som skatte- och transfererings- system ger upphov till, men det är sedan upp till det politiska systemet att värdera, huruvida dessa kostnader är större eller mindre än nyttan (dvs. en jämnare fördelning av inkomster) som ingreppet ifråga ger upphov till. Bara undantagsvis ses skatte- och transfereringssystemet i sig kunna bidra till en förbättrad ekono- misk effektivitet. Som Johnson (1999:181) uttrycker det: I den neo- klassiska tillväxtmodellen är det rent av svårt att överhuvudtaget se några skäl för en offentlig sektor, och än mindre för en välfärds- stat. 
 Denna syn på konflikten mellan ekonomisk omfördelning och effektivitet präglade en lång rad av de utredningar och rapporter som under  
 1990-talet 
  analyserade den svenska ekonomin. I 1992 års långtidsutredning (SOU 1992:19, sid. 404) står det t.ex. att läsa: 
 Motsättningen mellan utjämning och effektivitet är central för av- vägningen och utformningen av många offentliga ingripanden. In- greppen medför en betydande omfördelning av de inkomster som förtjänas på marknaden. Denna omfördelning kan ha ett pris i termer av ekonomisk ineffektivitet. Det är i grunden en politisk fråga vilket pris man är villig att betala för vad som uppfattas som en rättvis fördelning. 
 En liknande syn på avvägningen mellan utjämning och effektivitet har 1995 års långtidsutredning (SOU 1995:4, sid. 19), som identi- fierar frågan om hur den offentliga sektorns ingripanden i mark- naden påverkar incitamentsstrukturen och därmed den långsiktiga ekonomiska tillväxten som den kanske viktigaste i denna utredning. Den så kallade Ekonomikommissionen (SOU 1993:16, sid. 68) pekar också i sin rapport på behovet av att staten utformar sina åtaganden på ett sådant sätt att konflikten mellan marknadens effektivitet och fördelningspolitiska mål minimeras. 
 Påverkan på incitamentsstrukturen, dvs. den uppsättning piskor och morötter som i form av skillnader mellan priser och be- löningar existerar i ekonomin, är alltså enligt det ovan redovisade synsättet den huvudsakliga mekanism varmed statliga ingrepp i ekonomin, t.ex. i form av ett skatte- och transfereringssystem, leder till såväl minskad ekonomisk effektivitet som lägre social rörlighet. Den tidigare nämnda amerikanska ekonomen Hudson har i detta avseende liknat välfärdsstatliga arrangemang i syfte att omfördela resurser i samhället vid en läckande hink 
 257 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 (leaky bucket). Bara en del av de inkomster som tas från de övre skikten i inkomstfördelningen kommer att komma de ekonomiskt utsatta grupperna i samhället till godo, resterande del kommer att försvinna genom hålen i hinken. Även om det finns många typer av hål i hinken (den byråkrati som behövs för att omfördela in- komster är ett exempel på ett sådant hål) är det incitamentsföränd- ringar (dvs. minskade skillnader mellan de priser och belöningar som existerar i ekonomin) som utgör det största hålet i hinken. 
 Den bild som gavs ovan av välfärdsstatens effekter på ekonomisk tillväxt tar så gott som ensidigt upp de negativa effekterna av stat- liga ingrepp i marknadsmekanismerna (Agell 1999:181; Atkinson: 1999:8). Såväl den ekonomiska historien som konkurrerande veten- skapliga synsätt pekar dock på att välfärdsstatliga arrangemang även kan medföra betydande samhällsekonomiska intäkter. En viktig utgångspunkt för detta perspektiv på sambandet mellan välfärds- staten och ekonomisk effektivitet och tillväxt är att det kan finnas positiva externa effekter av statliga ingrepp i marknadsmeka- nismerna, dvs. effekter som verkar vid sidan om marknadspriserna. 
 4  
 I de fall, när de samlade positiva effekterna för samhället av att producera en viss vara eller tjänst inte avspeglas i priserna på marknaden, kommer produktionen av varan eller tjänsten ifråga att bli mindre och priset högre än vad som är samhälleligt önskvärt. 
 Det typexempel som ofta brukar anföras i detta avseende är utbildning: många människor skulle inte ha råd att skaffa sig en utbildning eller utbilda sig i den grad som är samhälleligt önskvärt om priset på utbildning bestämdes på marknaden. Men om en person skaffar sig utbildning är det inte bara bra för henne, utan för hela samhället, bland annat eftersom de samlade produktions- möjligheterna kan öka då utbildningsnivån i samhället stiger. När den samhällsekonomiska avkastningen på utbildning överstiger den privatekonomiska kan det därför på lång sikt vara samhällsekono- miskt lönsamt för staten att subventionera produktionen och/eller konsumtionen av utbildning. 
 På liknande sätt går det att argumentera för att inte bara människors möjlighet att utbilda sig, utan även deras produktiva förmåga i vid mening, har ett samband med deras tillgång till mate- 
  
 4  
 Nyare varianter av sådana tillväxtmodeller brukar ofta sammanfattas under benämningen endogena tillväxtmodeller. För klassiska bidrag, se Romer (1986) och Foley (1988). Som Johnson (1999) påpekar bygger dessa modeller i stor utsträckning vidare på neoklassisk tillväxtteori. 
 258 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 riella resurser. 
 5  
 Under senare år har en rad studier publicerats som betonat att en jämnare fördelning av förmögenheter och inkomster kan ha positiva effekter på de samlade investeringarna i såväl humankapital som fysiskt kapital i ekonomin, och att dessa investe- ringar i sin tur är av avgörande betydelse för ekonomisk effektivitet och tillväxt (för en översikt, se Aghion m.fl. 1999). Ett skatte- och transfereringssystem som överför materiella resurser från hög- till låginkomsttagare kan därför inte bara ha positiva effekter på enskilda individers levnadsnivå utan även på deras produktivitet, vilket i sin tur kan öka samhällets samlade produktionsmöjligheter. 
 Ett flertal av de transfereringsprogram som existerar i Sverige reducerar också den osäkerhet som människor möter under sina liv. Det kan argumenteras för att människor har större benägenhet att ta risker i livet, att t.ex. byta arbete eller utbilda sig, om det finns ett ekonomiskt skyddsnät som kan skydda dem om detta risk- tagande inte lyckas. Till exempel kommer en försäkring, som eko- nomiskt kompenserar en individ ifall denne blir arbetslös, att mildra de ekonomiska konsekvenserna av arbetslöshet. Detta kan i sin tur påverka människors vilja att byta arbete och t.ex. söka sig till expansiva men mer osäkra sektorer av ekonomin, vilket i sin tur kan leda till att samhällets resurser utnyttjas på ett bättre sätt. Ett utbyggt trygghetssystem kan även mildra de sociala påfrestningar som strukturomvandlingar i ekonomin kan ge upphov till. Före- komsten av en arbetslöshetsförsäkring kan också leda till att människor har råd att vara arbetslösa tills de hittar ett arbete som svarar mot deras kvalifikationer, vilket också kan bidra till ett mer effektivt utnyttjande av arbetskraften i ekonomin. 
 Enligt detta perspektiv blir olika former av välfärdsstatliga arrangemang därför en del i ett intrikat optimeringsproblem: dessa arrangemang kan både främja och hindra att resurserna i ekonomin utnyttjas på ett optimalt sätt. De tillväxtbefrämjande effekterna som dessa arrangemang kan ge upphov till måste därför balanseras mot de negativa effektivitetseffekter som de potentiellt inbegriper. Korpi (1985; se även Walker 1970) har i detta sammanhang argu- menterat för att de hål i Gray hink som representerar skatte- och transfereringssystemet istället skulle kunna ses som ett bevatt- 
  
 5  
 I detta sammanhang är det mycket viktigt att påpeka, att en överföring av resurser till ut- satta individer som på olika sätt har potentialen att förbättra kvaliteten på dessa människors liv (t.ex. genom insatser för att förbättra folkhälsan eller utbildningsnivån i ett land), naturligtvis kan vara något eftersträvansvärt i sig, utan att dessa åtgärder för den skull för- bättrar människors produktivitet eller samhällets samlade produktionsmöjligheter (se t.ex. Sen 1998). 
 259 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 ningssystem (irrigation system), som kan utgöra en stimulans och kanske också en förutsättning för att även mer utsatta grupper i samhället skall kunna utnyttja den fulla potentialen av det human- kapital de besitter, och därmed bidra till att de samlade resurserna i ekonomin ökar. 
 Om vi nu försöker sammanfatta huvudlinjerna i den debatt som under  
 1990-talet 
  förts i Sverige om incitamentens betydelse för ekonomisk effektivitet och tillväxt ser vi en samling teoretiskt härledda påståenden som ofta framställs stå i ett kausalt förhållande till varandra. Vid en närmare skärskådning visar det sig emellertid att varken riktningen eller styrkan på dessa kausala samband är självklar. Lika väl som det går att argumentera för att välfärds- statliga arrangemang har negativa incitamentseffekter, som både leder till lägre ekonomisk tillväxt och minskad social rörlighet i samhället, lika väl går det att argumentera för att dessa arrange- mang kan bidra till att humankapitalet tas bättre till vara i ekono- min, och att dessa system ger ökade möjligheter för utsatta grupper i samhället att avancera i inkomsthierarkin. 
 Ett stort antal studier har publicerats som, genom att jämföra länder, försökt uppskatta sambanden mellan de sociala utgifternas storlek eller graden av ojämlikhet och ekonomisk tillväxt. I den internationella empiriska litteraturen är den dominerande slut- satsen att det finns ett negativt samband mellan ojämlikhet och ekonomisk tillväxt: ju ojämlikare den ekonomiska fördelningen i ett land är, desto lägre är tillväxten. När det gäller sambandet mellan de sociala utgifternas storlek och ekonomisk tillväxt är slut- satserna mer osäkra, men något robust negativt samband mellan dessa båda variabler (dvs. att länder med höga sociala utgifter har lägre ekonomisk tillväxt) har inte kunnat beläggas (för en översikt över dessa studier, se Nichols 1996; Aghion m.fl. 1999, Atkinson 1999; Temple 1999). 
 Även om denna typ av studier bidrar med mycket intressant information, reser de också viktiga frågor (Agell 1999; Atkinson 1999). Dessa länderjämförelser arbetar med högt aggregerade mått på såväl de sociala utgifternas storlek som inkomstfördelning och ekonomisk tillväxt. Det är dock rimligt att anta att eventuella kausala effekter inte verkar direkt mellan å ena sidan andelen av ett samhälles ekonomiska resurser som avdelas till sociala utgifter och å andra sidan ekonomisk effektivitet och tillväxt, utan att dessa effekter istället verkar genom den institutionella utformningen av skatte- och transfereringssystem, i form av t.ex. ersättningsnivåer, 
 260 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 karensdagar, kvalificeringsvillkor och marginalskatter. För att få en mer fullständig bild av sambanden mellan välfärdsstatens utseende och utformning och ekonomisk effektivitet och tillväxt är det därför viktigt att också undersöka, i vilken mån de grundläggande mekanismerna bakom de påstådda sambanden på makronivå kan beläggas. Med andra ord och med detta kapitels syfte i åtanke, på vilket sätt påverkar skatte- och transfereringssystemets utseende individers arbetsutbud? Först då vi klarlagt sambanden på såväl makro- som mikronivå kan vi med bättre precision uttala oss om på vilket sätt storleken på och utformningen av den svenska välfärds- staten inverkar på den svenska ekonomins funktionssätt, och vilken roll incitamenten i skatte- och transfereringssystemet spelat för den på många sätt dramatiska utvecklingen i ekonomin och på arbetsmarknaden i Sverige under  
 1990-talet. 
  
 5.3 
  
 Incitamentsstrukturer och incitamentseffekter i de svenska skatte- och transfereringssystemen 
  
 I följande avsnitt kommer vi att beskriva utseendet på och viktiga förändringar i centrala delar av det svenska skatte- och transfere- ringssystemet under  
 1990-talet, 
  samt redovisa resultat från studier som försökt uppskatta dessa systems betydelse för individers beteende, och främst då deras arbetsutbud. Som inledningsvis nämnts kommer vi inte att göra en genomgång av alla relevanta studier, utan begränsa oss till studier som belyser vad vi uppfattar som centrala resonemang. De system vi kommer att gå igenom är (i tur och ordning) arbetslöshetsförsäkring, sjukförsäkring och förtidspensioner, samt skattesystemet. I det avslutande avsnittet kommer vi att med utgångspunkt i familjepolitiken och de eko- nomiska incitament som barnfamiljer möter, försöka ge en bild av hur olika skatte- och transfereringssystem samverkar. 
  
 5.3.1 
  
 Arbetslöshetsförsäkringen 
  
 Arbetslöshetsförsäkringen i Sverige består av två delar; en grund- försäkring som utgår med ett belopp som är lika för alla mottagare och en frivillig inkomstrelaterad försäkring, där storleken på ersättningen beror på den inkomst man hade innan man blev arbetslös. Grundförsäkringen har ersatt det kontanta arbets- 
 261 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 marknadsstödet (KAS) som fanns till 1998. Vilket form av ersätt- ning som en arbetslös person är berättigad till beror på vilka villkor hon eller han uppfyller. För att vara berättigad till den inkomst- relaterade ersättningen måste den arbetslöse uppfylla tre villkor; grundvillkoret, arbetsvillkoret samt medlemsvillkoret. 
 6 
  
 Grundvillkoret innebär i huvudsak att den arbetslöse skall vara anmäld som arbetssökande hos arbetsförmedlingen, aktivt söka arbete samt vara beredd att ta ett lämpligt arbete om sådant erbjud- ande ges eller börja i en arbetsmarknadspolitisk åtgärd som arbets- förmedlingen anvisar. 
 Arbetsvillkoret innebär att den arbetslöse för att få rätt till ersättning måste ha arbetat ett visst antal månader under en viss period (referensperiod) före arbetslöshetsperioden. 
 Medlemsvillkoret, slutligen, innebär att en person måste ha varit medlem i eller ansluten till en arbetslöshetskassa under en samman- hängande tid av minst 12 månader för att ha rätt till inkomst- relaterad ersättning. De arbetslösa som uppfyller grund- och arbetsvillkoret men inte medlemsvillkoret kan ansöka om ersätt- ning från grundersättningen (tidigare KAS). Tabell 1 ger en över- sikt över utvecklingen av grundersättningen och den inkomst- relaterade ersättningens storlek under  
 1990-talet 
  samt förändringar i arbetsvillkoret för den inkomstrelaterade ersättningen. 
  
 6  
 Det finns även ett s.k. studerandevillkor, som innebär att grundbeloppet kan betalas till dem som fullföljt och avslutat utbildning på heltid över grundskolenivå, som omfattar minst ett läsår och som berättigar till studiestöd. 
 262 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 Tabell 1.  
 Ersättningsnivåer i grundersättning/KAS och inkomst- relaterad ersättning samt arbetsvillkor i det inkomstrelaterade systemet 
  
 År 
  
 Grundersättning 
  
 Inkomstrelaterad ersättning 
  
 Ersättning 
  
 Ersättningsnivå (pro- 
  
 Maximal ersättning 
  
 Arbetsvillkor 
  
 Övrigt 
  
 (kr./dag) 
  
 cent av tidigare lön) 
  
 (kr./dag) 
  
 (arbetade månader/ 
  
 referensperiod) 
  
 1990 
  
 174 
  
 90 
  
 495 
  
 4 
 a 
 /12 
  
 1991 
  
 191 
  
 90 
  
 543 
  
 4 
 a 
 /12 
  
 1992 
  
 198 
  
 90 
  
 564 
  
 4 
 a 
 /12 
  
 1993 
  
 210/198  
 b 
  
 80 
  
 598/564 
 c 
  
 4 
 a 
 /12 
  
 Karensperiod 
  
 om 5 dagar 
  
 återinförs 
  
 1994 
  
 245 
  
 80 
  
 564 
  
 5 
 d 
 /12 
  
 Avgiftsvillkor 
  
 1995 
  
 245 
  
 80 
  
 564 
  
 5 
 e 
 /12 
  
 införs 
  
 1996 
  
 230 
  
 70 
  
 564 
  
 5 
 e 
 /12 
  
 1997 
  
 240 
  
 70/80 
 f 
  
 580 
  
 5 
 g 
 /12 
  
 1998 
  
 240 
  
 80 
  
 580 
  
 5 
 g 
 /12 
  
 Ny lag om 
  
 arbetslöshets- 
  
 1999 
  
 240 
  
 80 
  
 580 
  
 försäkring 
  
 5 
 g 
 /12 
  
 2000 
  
 240 
  
 80 
  
 580 
  
 5 
 g 
 /12 
  
 a 
  
 75 dagars arbete (minst tre timmar per dag) över en period om 4 månader. 
  
 b 
  
 Mellan 2 januari och 1 juli var den maximala ersättningen i KAS 210 kronor, därefter 198 kronor. 
  
 c 
  
 Mellan 2 januari och 1 juli var den maximala ersättningen i arbetslöshetsersättningen 598 kronor, där- efter 564 kronor. 
  
 d 
  
 75 timmar i arbete/månad i 5 månader eller minst 65 timmar/månad i 10 månader. 
  
 e 
  
 80 dagars arbete (minst tre timmar per dag). 
  
 f 
  
 Ersättningen var 70 procent fram till 29 september 1997. 
  
 g 
  
 70 timmar i arbete varje månad under 6 månader (dessa månader behöver ej vara sammanhängande) 
  
 eller totalt 450 timmar i arbete under en sammanhängande period av6 månader (varav som minst 45 timmar/månad). 
 Som synes sänktes den formella ersättningsnivån i det inkomst- relaterade systemet stegvis från 90 procent av den arbetslöses tidigare lön 1990 till 70 procent 1996, för att 1997 höjas till 80 pro- cent. Förekomsten av en gräns för den maximala ersättning som kan utgå i händelse av arbetslöshet (det s.k. taket) innebär dock att den faktiska ersättningsnivån för en stor andel arbetslösa är 
 263 
 Incitament och arbetsutbud SOU 2001:57 
 lägre än vad den formella procentsatsen anger. 
 7  
 Som visas av Tabell 2 har denna andel ökat under  
 1990-talet. 
  
 Tabell 2.  
 Andel över inkomsttak (procent) och genomsnittlig ersättningsnivå (procent av tidigare lön) för olika socioekonomiska grupper 1992 och 1997 
  
 1992 
  
 1997 
  
 Andel över 
  
 Genomsnittlig 
  
 Andel över 
  
 Genomsnittlig 
  
 inkomsttak 
  
 ersättningsnivå 
  
 inkomsttak 
  
 ersättningsnivå 
  
 Okvalificerade arbetare 
  
 22,8 
  
 87,4 
  
 26,2 
  
 77,0 
  
 Kvalificerade arbetare 
  
 38,5 
  
 84,8 
  
 44,7 
  
 74,4 
  
 Lägre tjänstemän 
  
 37,8 
  
 83,6 
  
 40,9 
  
 74,2 
  
 Tjänstemän på mellannivå 
  
 61,7 
  
 78,1 
  
 61,4 
  
 68,1 
  
 Högre tjänstemän 
  
 84,1 
  
 64,7 
  
 86,2 
  
 54,5 
  
 Alla 
  
 44,7 
  
 81,3 
  
 49,5 
  
 70,5 
  
 Källa:  
 Socialstyrelsen 2001:102 
 Andelen löntagare med en inkomst över inkomsttaket är betydande i alla socioekonomiska grupper redan 1992; från nästan en fjärdedel i gruppen okvalificerade arbetare upp till över fyra femtedelar i gruppen högre tjänstemän. Andelen löntagare över inkomsttaket ökade också i alla socioekonomiska grupper (förutom i gruppen tjänstemän på mellannivå där andelen var i princip konstant) mellan 1992 och 1997. Noterbart är att ökningen var störst inom arbetaryrken och bland lägre tjänstemän. Dessa grupper, som normalt inte ses som höglönegrupper, har alltså i ökad utsträckning fått ett urholkat inkomstskydd vid arbetslöshet. Förekomsten av ett inkomsttak gör också att den faktiska ersättningsnivån ligger under den formella för alla socioekonomiska grupper, och i genomsnitt var den faktiska ersättningsnivån nära 10 procent- enheter under den formella både 1992 och 1997. 
 Diskussionen rörande eventuella incitamentseffekter av arbets- löshetsförsäkringen har främst rört den inkomstrelaterade ersätt- ningen. En viktig fråga är därför hur många av de arbetslösa som täcks av denna typ av ersättning. Under perioden  
 1990–1995 
  var i genomsnitt cirka 65 procent av de arbetslösa som var registrerade hos arbetsförmedlingen berättigade till den inkomstrelaterade ersättningen (SOU 1996:51, sid. 51). Under senare delen av 1990- 
  
 7  
  
 2001-07-02 
  höjdes den maximala ersättningen i grundersättningen till 270 kronor per dag, och i den inkomstrelaterade ersättningen till 680 kronor per dag under de första 100 dagarna. 
 264 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 talet steg denna andel, men i slutet av detta decennium var det fort- farande cirka 30 procent av de arbetslösa som inte var berättigade till den inkomstrelaterade ersättningen (SOU 2000:3, sid. 77). 
 8  
 Bland individer som nyligen blivit arbetslösa är den andel som erhåller den inkomstrelaterade ersättningen ännu lägre; enligt Hughes m.fl. (1996) mottog bara 43 procent av dessa inkomst- relaterad arbetslöshetsersättning under 1991. Liknade siffror rapporteras av Hughes m.fl. (1998) för perioden 1994 1996. Det faktum, att inte alla arbetslösa är berättigade till den inkomst- relaterade ersättningen vid händelse av arbetslöshet samtidigt som de empiriska studierna av arbetslöshetsersättningens eventuella incitamentseffekter framför allt behandlar detta system, måste tas i beaktande när man försöker översätta de empiriska skattningarna till effekter på den aggregerade arbetslöshetsnivån. 
 9 
  
 De incitamentsproblem som förknippas med arbetslöshets- försäkringen brukar, i brist på en svensk översättning, samman- fattas under det engelska begreppet moral hazard. Moral hazard, som föreligger på många försäkringsmarknader men kanske framträder med extra tydlighet i fallet arbetslöshets- försäkring, innebär att individer själva kan påverka sannolikheten för den händelse som försäkringen avser skall inträffa (i arbets- löshetsförsäkringen är denna händelse arbetslöshet). I fallet arbetslöshetsförsäkring kan en individ dels säga upp sig för att bli arbetslös, dels påverka sannolikheten att få ett arbete när han eller hon väl blivit arbetslös. 
 Sedan  
 1980-talet 
  har så kallade sökmodeller  
 (job-search 
  models) kommit att dominera den empiriska forskningen om arbetslöshetsförsäkringens effekter på individers beteende och pro- blemet med moral hazard (för en beskrivning av denna typ av modell, se Mortensen 1977 och 1990; Atkinson och Ortiz 1991; Holmlund 1998). Ett grundläggande antagande i denna typ av modell är att individer ser den fritid som uppstår på grund av 
  
 8 
  
 Att det kan förekomma betydande regionala och lokala variationer i den andel arbetslösa som är berättigade till den inkomstrelaterade ersättningen demonstreras av den s.k. Stock- holmsstudien, som visar att av de som under 1998 varit inskrivna vid arbetsförmedlingen i Stockholms kommun fick bara 28 procent någon gång under året sin försörjning via den inkomstrelaterade ersättningen (Ds 1999:54, sid. 68). 
  
 9 
  
 En möjlig effekt av arbetslöshetsförsäkringen som inte kommer att behandlas i detta avsnitt är att en generös arbetslöshetsersättning kan leda till ett tryck uppåt på lönerna (och därmed högre arbetslöshet), eftersom en generös arbetslöshetsförsäkring kan lindra de eko- nomiska konsekvenserna av arbetslöshet (se t.ex. Snower 1996). Om man i en modell som försöker beräkna denna effekt inte räknar med att arbetslöshetsförsäkringen inte täcker alla löntagare kommer man att överskatta arbetslöshetsförsäkringens effekt på reservationslönen och därmed på trycket på lönerna (Manning 1998). 
  
 265 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 arbetslöshet som något positivt, samtidigt som lönearbete värderas negativt. Vidare antas de arbetslösa ha en reservationslön, och en arbetslös individ kommer bara att acceptera ett jobberbjudande om lönen som är förknippad med detta jobberbjudande överstiger denna reservationslön. I praktiken jämställs den ersättning som betalas ut i händelse av arbetslöshet med denna reservationslön, vilket alltså innebär att arbetslösa individer bara kommer att accep- tera jobberbjudanden med en lön som överstiger ersättningen från arbetslöshetsförsäkringen. 
 Tre hypoteser som kan härledas från denna typ av modell har väglett de empiriska studierna av arbetslöshetsersättningens incita- mentseffekter. Den första hypotesen är att de arbetslösas reser- vationslön kommer att stiga i takt med att arbetslöshets- ersättningen blir mer generös, dvs. ju högre ersättningsnivån i arbetslöshetsersättningen är, desto högre lön måste de jobberbjud- anden som en arbetslös möter ha för att den arbetslöse ska accep- tera dessa. 
 Den andra hypotesen är att de arbetslösas reservationslön kommer att sjunka då de arbetslösa närmar sig den tidpunkt då hon eller han blir utförsäkrad. Eftersom den arbetslöse då antingen blir helt utan ersättning från arbetslöshetsförsäkringen eller, vilket kanske är mer troligt, tvingas söka behovsprövade bidrag (i Sverige socialbidrag) för att trygga sin försörjning, kommer hon eller han dels att acceptera jobberbjudanden med en lägre lön, dels att söka efter arbete mer intensivt. Detta innebär också att ersättnings- periodens varaktighet är en viktig komponent i arbetslöshets- försäkringen – ju kortare varaktighet, desto mer intensivt kommer de arbetslösa att söka efter arbete (se t.ex. Ackum Agell m.fl. 1995). 
 Den tredje hypotesen är att en ökning i generositeten hos arbetslöshetsersättningen kommer att göra det mer attraktivt för individer (både arbetslösa och de utanför arbetskraften) att genom arbete att kvalificera sig för arbetslöshetsersättning. Arbetslöshets- försäkringen kan ses som ett sätt för individer att försäkra sig mot risken för inkomstbortfall i händelse av arbetslöshet. Om man antar att individer, åtminstone till en viss del, vill minimera de risker de möter i sina liv, är det rationellt för människor att genom arbete kvalificera sig för arbetslöshetsersättning och därmed skaffa sig denna försäkring mot inkomstbortfall. Denna mekanism innebär också att en ökning i arbetslöshetsersättningens nivå kommer att få en arbetslös individ, som erhåller arbetslöshets- 
 266 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 ersättning och som närmar sig utförsäkring, att acceptera jobb- erbjudanden med en lägre lön (m.a.o. sänka sin reservationslön). Denna effekt uppkommer genom att det för individer som närmar sig utförsäkring kommer att vara attraktivt att ta ett jobb även med lägre lön för att därigenom kvalificera sig för ytterligare ersätt- ningsperioder. 
 Förutom de ovan redovisade effekterna har på senare år även stort intresse riktats mot de eventuella varaktighetseffekter (duration effects) som längre sammanhängande arbetslöshets- perioder kan medföra (se t.ex. Washington m.fl. 1991; Walters och Palmer 1994; Eriksson 2001). Med dessa varaktighetseffekter avses vanligtvis förändringar i de arbetslösas färdigheter, moti- vation eller den intensitet varmed de söker arbete som en funktion av varaktigheten av deras arbetslöshet. 
 10  
 Dessa varaktighets- effekter pekar på att eftersom längre perioder av arbetslöshet kan medföra att människors förlorar färdigheter och/eller motivation, kommer arbetslösa att ha mindre möjlighet att få ett nytt arbete ju längre tid de tillbringar i arbetslöshet. De totala effekterna på flödena in i och ut ur arbetslöshet av dessa varaktighetseffekter är emellertid inte entydiga. Å ena sidan kan förekomsten av dessa varaktighetseffekter minska inflödet från arbete till arbetslöshet, eftersom personer med arbete inser att de kommer att ha betyd- ande svårigheter att få ett nytt jobb om de skulle bli arbetslösa, särskilt i perioder med hög arbetslöshet. Å andra sidan kommer de som nyss blivit arbetslösa att ha större chans att få arbete än de som varit arbetslösa en längre tid, vilket kan öka inflödet från arbete till arbetslöshet. Den eventuella förekomsten av dessa varaktighetseffekter pekar på att inte bara ersättningsnivån, utan även ersättningsperiodens längd kan ha betydelsefulla effekter på arbetslösheten och kanske speciellt på hur långtidsarbetslösheten utvecklas efter en ekonomisk lågkonjunktur. 
 Hur arbetslöshetsersättningen är utformad, bl.a. i termer av ersättningsnivåer och varaktighet, kan alltså påverka individers beteende på olika sätt, och det är inte möjligt att på förhand teore- tiskt bestämma vilken av dessa effekter som kommer att dominera. Intuitivt är det inte orimligt att tänka sig att förekomsten av arbetslöshetsförsäkring tillåter arbetslösa att vara mer kräsna ifråga om vilka arbeten de är villiga att acceptera, eller att en gene- 
  
 10  
 De arbetslösa behöver de facto inte drabbas av dessa varaktighetseffekter, utan det räcker med att arbetsgivarna  
 tror  
 att de arbetslösa förlorar t.ex. sina färdigheter ju längre tid de är arbetslösa för att dessa effekter skall ha betydelse. 
 267 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 rös arbetslöshetsersättning bidrar till att de arbetslösa söker arbete något mindre intensivt än om ersättningen varit mindre generös. Men det är inte heller orimligt att tänka sig att många människor ser det inkomstbortfall som är förknippat med arbetslöshet som ett stort problem och ett reellt hot och att de därför anstränger sig att genom arbete kvalificera sig för denna försäkring. Man kan också tänka sig att det behövs en viss inkomst för att effektivt kunna söka jobb och att arbetslöshetsförsäkringen därför ökar de arbets- lösas förmåga och möjlighet att få ett jobb. 
 De förändringar som skett i arbetslöshetsersättningen under  
 1990-talet, 
  främst då i ersättningsnivåer, borde utgöra en bra grund för att testa de olika hypoteserna om arbetslöshetsförsäkringens incitamentseffekter. De flesta studier har undersökt ersättnings- nivåns effekt, eller effekten av förändringar i ersättningsnivån, på den tid individer tillbringar i arbetslöshet. Resultaten från dessa studier är blandade: ett flertal studier baserade på svenska data pekar på att det finns ett positivt samband mellan dessa båda variabler, dvs. att individer tenderar att tillbringa längre tid i arbetslöshet ju högre ersättningen från arbetslöshetsförsäkringen är (se t.ex. Hughes m.fl. 1998), men det finns också studier som tyder på att arbetslöshetsförsäkringens generositet inte har någon eller endast en försumbar effekt på den tid individer är arbetslösa (se t.ex. Taylor  Holmlund 1989; Gustafsson  Klevmarken 1993). En samlad bedömning av forskningen inom detta fält är att en majoritet av studierna hittar de teoretiskt förväntade effekterna, men att dessa effekter är relativt svaga och att uppskattningarna ofta är utan större precision (Atkinson  Micklewright 1991; Bean 1994; Holmlund 1998; Manning 1998; Strøm 1998). Dessa slutsatser gäller även de s.k. varaktighetseffekterna av arbetslöshet (se t.ex. Eriksson 2001). Noterbart är också att vi inte funnit någon studie som undersökt huruvida förändringar i generositeten i arbetslöshetsförsäkringen har en effekt på sökintensiteten eller viljan att acceptera jobberbjudanden hos individer, som inte är kvalificerade för arbetslöshetsersättning, i syfte att därigenom kva- lificera sig för denna ersättning (dvs. hypotes 3 ovan). 
 Svårigheter med såväl det teoretiska ramverk inom vilket dessa empiriska prövningar är gjorda som de datakällor som används vid dessa prövningar kan möjligen förklara avsaknaden av robusta empiriska resultat. För det första är, som vi sett, ett grundläggande antagande i den typ av modell som dominerar den empiriska forsk- ningen, att den fritid som uppstår på grund av arbetslöshet värderas 
 268 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 positivt av den arbetslöse. Många studier inom bl.a. sociologi pekar dock på att värdet av denna fritid, på grund av de negativa psyko- sociala effekterna av arbetslöshet för den arbetslöse, är negativt. Därutöver beaktas sällan det faktum att lönearbete för många individer har ett positivt värde utöver själva lönen (se t.ex. Jahoda 1982; Davis 1987; Alm 2001). 
 För det andra ignoreras i dessa studier ofta arbetsgivarnas beteende och mer generellt efterfrågesidan i ekonomin. Det är rim- ligt att anta att applicerbarheten av modeller som bygger på sökintensitet och reservationslön har begränsad giltighet under perioder med hög arbetslöshet och få lediga jobb, något som kännetecknat Sverige under stora delar av  
 1990-talet 
  (Åberg 2001). 
 För det tredje har de negativa effekterna som kan uppkomma av en arbetslöshetsförsäkring på människors vilja att söka arbete varit kända för lagstiftarna alltsedan den första arbetslöshetsförsäk- ringen infördes i Sverige. För att i ett och samma system kunna förena skydd mot inkomstbortfall i händelse av arbetslöshet med starka incitament att arbeta, eller att söka arbete i händelse av arbetslöshet, har det alltid ställts hårda krav för att kvalificera sig för arbetslöshetsförsäkring. Det finns också ett regelverk för de sanktioner som kan tillgripas mot dem som inte följer dessa regler. 
 11  
 Förekomsten av dessa regler och sanktioner gör det rimligt att ifrågasätta ett grundläggande antagande i många av de modeller som försöker uppskatta incitamentseffekterna av arbetslöshetsför- säkringen, nämligen att individer har ett fritt val mellan att arbeta och att uppbära ersättning från arbetslöshetsförsäkringen (Kvist 1998). 
 För det fjärde pekar mycket på att olika positioner både på och utanför arbetsmarknaden är betydligt mer heterogena än vad som vanligen medges i denna typ av studier. Till exempel varierar den 
  
 11  
 Det är i huvudsak arbetsförmedlingen som har ansvaret för att det s.k. grundvillkoret efterlevs (dvs. att arbetssökande skall aktivt söka arbete samt ta lämpligt arbete om sådant erbjuds). Denna kontroll sker främst genom att sökande som uteblir från avtalat besök avanmäls och genom att meddelande om ifrågasatt ersättningsrätt skall skrivas, om den arbetslöse avvisar lämpligt arbetserbjudande eller åtgärd. Enligt lagen om arbetslöshets- försäkring är avstängningstiden mellan 10 och 60 ersättningsdagar; Arvidsson (1999) anger att 60 dagars avstängning är den vanligaste påföljden. En enkätundersökning utförd av Institutet för arbetsmarknadspolitisk utvärdering (IFAU) under 1999 visar att 49 procent av tjänstemännen på arbetsförmedlingarna avanmäler sökande om dessa inte dyker upp vid det första tillfället och 64 procent om detta inträffar senare under inskrivningsperioden (Lundin 2000). När det gäller benägenheten att skriva rapport säger nästan 70 procent av tjänste- männen att de skriver en rapport om en arbetslös vid upprepade tillfällen avvisar erbjudande om lämpligt arbete; motsvarande siffra för dem som första gången avvisar ett lämpligt arbete är cirka 30 procent. 
 269 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 typ av arbeten som de arbetslösa både kommer ifrån och därför rimligen söker under sin arbetslöshetsperiod (Atkinson  Micklewright 1991). 
 Den analys som genomfördes av Hughes m.fl. (1998) av effekter- na av sänkningen i den inkomstrelaterade arbetslösersättningens nivå 1996 och som reanalyserats av Orozco och Phillips (2000), illustrerar några av svårigheterna med att empiriskt uppskatta incitamentseffekter av förändringar i arbetslöshetsförsäkringen. I Hughes m.fl. (1998) används en ansats där man särskiljer mellan berörda (experimentgrupp) och  
 icke-berörda 
  (kontrollgrupp) av sänkningen i ersättningsnivån. Man jämför sedan övergångs- frekvensen från arbetslöshet till arbete före respektive efter sänk- ningen i ersättningsnivå för både experimentgrupp och kontroll- grupp. Förändringen i övergångsfrekvensen för experimentgruppen jämförs sedan med motsvarande förändring för kontrollgruppen. Skillnaden i förändringen i övergångsfrekvens mellan dessa båda grupper anses sedan utgöra effekten av sänkningen av ersättnings- nivån. Det huvudsakliga resultatet i denna studie är att sänkningen i ersättningsnivå ledde till en ökning i övergången från arbetslöshet till arbete om 10 procent för dem som drabbades av sänkningen. 
 Johansson och Morales (2000) reanalys av samma datamaterial pekar emellertid på att kontroll- och experimentgrupp i denna studie i väsentliga avseenden var mycket olika – medan experi- mentgruppen till övervägande del bestod av yngre kvinnor som friställts från den offentliga sektorn bestod kontrollgruppen av äldre högavlönade män. Detta innebär dels att de arbetsmarknads- förhållanden som kontroll- och experimentgrupp stod inför de år som det empiriska materialet är hämtad ifrån (mitten av  
 1990-talet) 
  troligen är väsentligt olika, dels att det troligen finns betydande beteendeskillnader mellan dessa båda grupper – yngre kvinnor respektive äldre män som just blivit arbetslösa har sannolikt olika syn på att uppta reguljära studier eller att övergå till arbets- marknadspolitiska åtgärder. När det faktum att de arbetslösa övergår till olika positioner på arbetsmarknaden (reguljärt arbete, återgång till annat arbete, tillfällig timanställning, annat) tas i beaktande, försvinner effekten av sänkningen i arbetslöshets- ersättning. 
 De motstridiga resultat, baserade på samma datamaterial och samma grundläggande modell, som nåtts av Hughes m.fl. (1998) respektive Phillips och Zimmerman (2000) bekräftar den allmänna bild som framträder vid en genomgång av empiriska studier av arbets- 
 270 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 löshetsersättningens incitamentseffekter gjord på såväl svensk som utländsk data: de effekter man hittar är vanligtvis i den förväntade riktningen men så svaga och utan precision att några mer exakta slutsatser inte kan dras angående arbetslöshetsersättningens effekt på individers beteende och arbetsmarknadens funktionssätt. 
  
 5.3.2 
  
 Sjukförsäkring och förtidspensioner 
  
 Inom sjukfrånvaroforskningen brukar ersättningsnivån och konjunkturläget – framför allt arbetslöshetsnivån – framhållas som avgörande för incitamentsstruktur och beteende. Även om fokus här ligger på försäkringssystemet måste därför också konjunktur- effekter beröras, i synnerhet när vi diskuterar beteendeeffekter. 
 Incitamentsstrukturen inom sjukförsäkringssystemet och dess beteendeeffekter kan inte heller diskuteras isolerat från andra system. Sannolikt påverkas sjukskrivningsmönster av förändrade regler för förtidspension (Lidwall  Skogman Thoursie 2000). Likaledes finns det åtminstone teoretiska skäl att tro att sjuför- säkringssystemets incitamentsstruktur till viss del är beroende av hur reglerna för tillfällig föräldrapenning ser ut (se t.ex. Edgerton 1997). Det går också att argumentera för att sjukskrivning är kopplat till andra system, som t.ex. arbetslöshetsförsäkringen. Det här gör att även andra system i viss mån måste diskuteras. Av utrymmesskäl kommer dock diskussionen nedan endast att röra samspelet mellan sjukförsäkringen och förtidspensionssystemet. 
 Sjukfrånvaro som beteende 
 Att diskutera sjukfrånvaro i termer av beteende och handlings- alternativ är inte helt oproblematiskt. Man väljer inte att bli sjuk och inte heller kan man alltid välja huruvida man ska gå till jobbet eller inte när man är sjuk. För vissa svårare sjukdomstillstånd kan alternativet att gå till jobbet knappast betraktas som tillgängligt. Av analytiska skäl kan det dock vara fruktbart att betrakta sjukfrånvaro som resultatet av en beslutsprocess, där de svåra sjukdomsfallen placeras i en ände av en axel, där sannolikheten att gå till jobbet är oändligt liten. I den andra änden finner vi lättare sjukdomstillstånd vid vilka närvaroalternativet är mer attraktivt. Däremellan kommer det att finnas en mängd sjukdoms- och andra tillstånd där närvaro i 
 271 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 högre eller lägre utsträckning är möjlig. För dessa tillstånd kommer tillgängligheten att variera över jobbtyper, befolkningsgrupper, försäkringssystem m.m. (Nicholson 1977; Bäckman 1998). 
 Huruvida en händelse eller ett sjukdomstillstånd kommer att leda till sjukskrivning är således beroende av en mängd faktorer, utöver sjukdomstyp. Den viktigaste av dessa torde vara arbetets karaktär, där exempelvis ett fysiskt krävande arbeten kan omöjlig- göra närvaro under ett visst sjukdomstillstånd samtidigt som det i andra arbeten är fullt möjligt att gå till jobbet. Därutöver kan vi givetvis tänka oss en mängd faktorer, utöver de som redan nämnts, som kan påverka utfallet. Såväl yttre faktorer, såsom den allmänna attityden gentemot sjukfrånvaro, konjunkturläge och försäkrings- systemets utformning och faktorer i hemmiljön, som individuella faktorer såsom kön, ålder och den personliga attityden gentemot sjukfrånvaro. I detta sammanhang är det också viktigt att komma ihåg att ett beslut om sjukfrånvaro har en återkoppling på framtida förutsättningar och risker för sjukfrånvaro. Denna återkoppling kan verka på olika sätt. Exempelvis kan omfattande sjukfrånvaro leda till omplacering eller andra former av jobbyten, vilket i sin tur kan förändra det framtida frånvaromönstret för den drabbade. Att inte sjukskriva sig trots att man är sjuk kan få hälsokonsekvenser på lång sikt vilket då ökar risken för långvarig sjukskrivning. 
 12  
 En hög frånvaronivå i samhället kan också få policyeffekter dels genom att det sätter press på ekonomin i systemet, vilket kan tvinga fram sänkta ersättningsnivåer eller andra begränsningar, dels genom att det kan påverka opinionen och i förlängningen beslutsfattare i riktning mot restriktivare regler, vilket i sin tur kan reducera från- varobenägenheten. 
 Man kan tänka sig att förändringar i sjukförsäkringssystemet förskjuter sjukdomstillstånd och händelser längs nämnda axel. Om ersättningsnivåerna sänks kan man förvänta sig en förskjutning i riktning mot den punkt där närvaroalternativet framstår som mer attraktivt i förhållande till frånvaro. I vilken grad ett givet sjuk- domstillstånd förskjuts torde dock vara beroende av just de fakto- rer som bestämmer dess läge (se ovan), men också av läget självt. Det senare betyder att ju svårare ett sjukdomsfall är desto mindre påverkbart är det av förändringar i försäkringssystemet. Känslig- heten för incitamentsförändringar kan därför förväntas vara såväl individuellt som strukturellt betingad, ett antagande som också fått 
  
 12  
 Detta negativa samband mellan korttids- och långtidsfrånvaro har påtalats av den s.k.  
 coping-teorins 
  företrädare (se t.ex. Kristensen 1995). 
 272 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 stöd i tidigare studier där strukturella faktorers inverkan på känslig- heten analyserats (Bäckman 1998) och där hänsyn tagits till indivi- duella variationer i preferenser (Johansson  Palme 2000). 
 Den hittills förda diskussion gäller beslutet huruvida man ska sjukskriva sig eller inte och det är också framför allt denna beslutssituation som behandlas här. De beteendeförändringar i en sådan beslutssituation som man rimligen kan förvänta sig av för- ändringar i sjukförsäkringssystemet torde i första hand röra sådana fall som, om de materialiseras i form av sjukfrånvaro, leder till sjukfall av högst en veckas längd. Eftersom läkarintyg krävs först fr.o.m. den sjunde sjukdomsdagen efter sjukanmälan är det under dessa dagar som subjektiviteten och handlingsutrymmet är som störst. Sjukdomsfall som resulterar i längre sjukskrivningsperioder befinner sig i allmänhet nära den punkt på ovan nämnda axel där sannolikheten för närvaro är mycket liten, vilket indikerar att hand- lingsutrymmet är begränsat. Det bör dock understrykas att även beslutet att friskskriva sig kan påverkas av försäkringssystemets utformning, och där kan även de långvarigt sjukskrivna i viss mån tänkas svara på förändringar i incitamentsstrukturen. Beslutet att friskskriva sig från en långvarig sjukskrivningsperiod är emellertid en långt mer komplicerad process än i det kortvariga fallet. Sjuk- ersättningssystemets utformning kan rimligtvis endast ha en be- gränsad inverkan på det beslutet (se nedan om långvarig sjukskriv- ning). Förhållanden inom exempelvis förtidspensionssystemet torde ha ett minst lika stort inflytande, men framför allt bör ändå hälsotillståndet och tillgången på lämpliga arbetsuppgifter vara det avgörande. 
 Sjukförsäkringens utformning och förändringar under 1990- talet 
 Vid  
 1990-talets 
  inledning var ersättningsnivån inom sjukförsäk- ringssystemet 90 procent av den sjukpenninggrundande inkomsten (SGI). Därutöver hade de flesta anställda via avtal ytterligare 10 procents ersättning. Dessa nivåer infördes den 1 december 1987. 
 När ersättningsnivåerna i sjukförsäkringen sänktes i mars 1991 var det första gången under efterkrigstiden som villkoren i en allmän försäkring försämrades (Bäckman 1998). Därefter har en rad förändringar av ersättningsnivåer och övrig utformning av systemet ägt rum. De viktigaste av dessa förändringar redovisas i Tabell 3. 
 273 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 Tabell 3.  
 Total sjukersättning för anställda (ersättning från social- försäkring alternativt arbetsgivare samt eventuella tillägg från avtalsförsäkring i procent av inkomsten)  
 1987–1999. 
  
 8712- 
  
 9103- 
  
 9201- 
  
 9304- 
  
 9307- 
  
 9601- 
  
 9701- 
  
 9801- 
  
 Sjukdag 
  
 9102 
  
 9112 
  
 9303 
  
 9306 
  
 9512 
  
 9612 
  
 9712 
  
 9803 
  
 9804- 
  
 1 
  
 90+10  
 a 
  
 65+10  
 a 
  
 75  
 a, b 
  
 0  
 a, b 
  
 0  
 a, b 
  
 0  
 a, b 
  
 0  
 a, b 
  
 0  
 a, b 
  
 0  
 a, b 
  
 2-3 
  
 90+10  
 a 
  
 65+10  
 a 
  
 75  
 a, b 
  
 75  
 a, b 
  
 75  
 a, b 
  
 75  
 a, b 
  
 75  
 a, b 
  
 80  
 a, b 
  
 80  
 a, b 
  
 4-14 
  
 90+10  
 a 
  
 80+10  
 a 
  
 90  
 a, b 
  
 90  
 a, b 
  
 90  
 a, b 
  
 75  
 a, b 
  
 75  
 a, b 
  
 80  
 a, b 
  
 80  
 a, b 
  
 25-28 
  
 90+10 
  
 80+10 
  
 80+10 
  
 80+10 
  
 80+10 
  
 75+10 
  
 75  
 b 
  
 80  
 b 
  
 80+10 
  
 29-90 
  
 90+10 
  
 80+10 
  
 80+10 
  
 80+10 
  
 80+10 
  
 75+10 
  
 75+10 
  
 80+10 
  
 80+10 
  
 91-365 
  
 90+10 
  
 90 
  
 90 
  
 90 
  
 90 
  
 75 
  
 75 
  
 80+10 
  
 80+10 
  
 366- 
  
 90+10 
  
 90 
  
 90 
  
 90 
  
 70 
  
 75 
  
 75 
  
 80+10 
  
 80+10 
  
 a 
  
 Fram t.o.m. sjuklönereformens genomförande 1992 gäller för avtalsförsäkringar att de träder i kraft endast om sjukperioden pågår i minst åtta dagar. För privattjänstemän samt offentliganställda gäller dock att kompletterande ersättning för inkomster överstigande 7,5 basbelopp upp till ca 30 basbelopp utgår under de första dagarna direkt från arbetsgivaren på så sätt att ersättningen i dessa inkomstklasser motsvarar den för lägre inkomstklasser. För privatanställda inom  
  
 LO-kollektivet 
  finns inget sådant avtal. 
  
 b 
  
 Sjuklöneperiod 
  
 . 
  
 Källa:  
 White och Adams 2000; RFV 2001a. 
 Som framgår av tabellen har mycket hänt inom sjukförsäkrings- området under  
 1990-talet. 
 13 
  
 Att empiriskt uppskatta vad var och en av dessa förändringar betytt för sjukfrånvaronivån framstår som en oöverstiglig uppgift. De kraftiga konjunktursvängningar som årtiondet inneburit gör knappast saken enklare. 
 I och med att det framför allt är för de kortvariga fallen som vi kan förvänta oss beteendeeffekter av incitamentsstrukturen i ersättningssystemet, fokuserar vi till att börja med på sådana fall. I Figur 1 framgår hur ersättningsnivåerna för tre- respektive fem- dagarsfallen sett ut. Vill vi kunna betrakta ersättningsnivåer som en spegling av incitamentsstrukturen måste dock en rad antaganden göras. För det första tar vi endast hänsyn till kortsiktiga eko- nomiska belöningar. Det innebär ett antagande om att individen i beslutssituationen inte bryr sig om mer långsiktiga konsekvenser av närvaro respektive frånvaro. Dessutom innebär det, liksom i 
  
 13  
 Det här innebär givetvis att det även för den enskilde kan vara svårt att avgöra hur ersätt- ningssystemet ser ut vid en given tidpunkt, vilket i sin tur påverkar möjligheten att agera utifrån den incitamentsstruktur hon eller han står inför. 
 274 
 SOU 2001:57 Incitament och arbetsutbud 
 arbetslöshetsförsäkringsexemplet ovan, att arbetet är något negativt och att fritid är något positivt. Eventuella  
 icke-materiella 
  belöningar från arbete bortser vi således ifrån. Vidare antar vi att sjuklönereformen inte inneburit några förändringar av incitaments- strukturen utifrån den försäkrades perspektiv  
 14 
 samt att det endast är sjukförsäkringssystemets utformning som har betydelse, dvs. andra socialförsäkringar och skattesystemet bortser vi från. Att studera sjukförsäkringssystemet isolerat och med dessa begräns- ningar innebär att ersättningsnivån är detsamma som marginal- effekten av att arbeta. 
 Att på detta sätt begränsa redovisningen till fall som är kortare än åtta dagar innebär att avtalsförsäkringarna inte påverkar den lagstadgade ersättningsnivån. Fram till den sista februari 1991 var ersättningsnivåerna (och därmed också marginaleffekten) 90 pro- cent för båda sjukfallslängderna. Sedan ser vi två stora nedgångar i ersättningsnivåerna för denna typ av sjukfall. Det första inträffar 1 mars 1991 då ersättningsnivån för tredagarsfallen landar på 65 procent medan ersättningen för ett femdagarsfall blir 71 pro- cent. Därefter sker en uppgång då sjuklönereformen genomförs 1992. Ersättningsnivåerna för de tre första dagarna höjs då till 75 procent och för de två sista dagarna i femdagarsfallen från 80 till 90 procent. Ersättningsnivån för tredagars fallen blir således 75 procent under 1992 och fram till karensdagens införande i april 1993. Ersättningen för femdagarsfallen var 81 procent under perioden. Nästa stora nedgång inträffar 1993 då karensdagen in- förs, vilket givetvis påverkar de kortare fallen mest. Ersättningen för tredagarsfallen blir då 50 procent och för femdagarsfallen 66 procent. När den enhetliga ersättningsnivån om 75 procent in- fördes 1996 påverkades endast femdagarsfallen, vars ersättning då sjönk till 60 procent (karensdagen behölls). År 1998 höjdes den enhetliga ersättningsnivån till 80 procent. Karensdagen behölls även då, vilket gjorde att ersättningsnivån för ett tredagarsfall steg till 53 procent och för ett femdagarsfall till 64 procent. Dessa nivåer kvarstod sedan årtiondet ut. Vid  
 1990-talets 
  utgång är så- ledes ersättningsnivån för ett tredagarsfall 37 procentenheter lägre än vad den var vid dess ingång. För femdagarsfallen är minskningen 26 procentenheter. 
  
 14  
 Sjuklönereformen i sig påverkar inte ersättningsnivåerna. Däremot kan systemet med sjuklön skapa incitament för arbetsgivaren att skapa en god arbetsmiljö, vilket också var det kanske viktigaste syftet med reformen. 
 275 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 Figur 1.  
 Ersättningsnivå för tre- respektive femdagarsfallen 
  
 1990–1999 
  
 100 
  
 90 
  
 80 
  
 70 
  
 5 dagars 
  
 60 
  
 frånvaro 
  
 50 
  
 3 dagars 
  
 40 
  
 frånvaro 
  
 30 
  
 20 
  
 10 
  
 0 
  
 1990 
  
 1991 
  
 1992 
  
 1993 
  
 1994 
  
 1995 
  
 1996 
  
 1997 
  
 1998 
  
 1999 
  
 Liksom när det gäller arbetslöshetsförsäkringen kan Moral  
 hazard-begreppet 
  användas för att sammanfatta incitaments- problem i sjukförsäkringen. Eftersom individen själv avgör huru- vida han eller hon uppfyller kraven för att vara berättigad till sjukpenning/sjuklön under de sju första sjukskrivningsdagarna, kan individer uppenbarligen även här påverka sannolikheten att en händelse ska inträffa. Det är uppenbart att andra faktorer än ersättningsnivån påverkar sjukskrivningarna. Däremot är det rim- ligt att förvänta sig att förändrade ersättningsnivåer kan dra den samlade sjukfrånvaronivån åt olika håll och detta kommer – allt annat lika – att synas i statistiken som förändrad sjukfrånvaronivå. 
 Sjukförsäkringssystemets effekter på sjukskrivningsbeteendet 
 Hur känsligt är då sjukskrivningsbeteendet för förändrade ersättningsnivåer? Det har gjorts ett flertal försök att skatta sådana effekter. Thompson (1992) analyserar tidsserier från perioden  
 1935–90 
  där förändringar i ersättningssystemen kontrolleras med s.k. dummyvariabler. Konjunktureffekter kontrolleras genom att serier över reallöneutvecklingen samt arbetslösheten inkluderas i modellerna. Det visar sig att  
 1987-års 
  reform då den kvarvarande 
 276 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 karensdagen togs bort ökade sjuktalet (det genomsittliga antalet sjukdagar per försäkrad) med ca 2,5 dagar. Precisionen i det estimatet är dock något osäker eftersom den analyserade tidsserien endast sträcker sig till 1990, vilket gör att antalet årsobservationer efter reformen blir få. För män har även sjukpenningreformen 1967 effekt, då ersättningsnivåerna höjdes och två av tre karensdagar togs bort. Det faktum att Thompson använder sjuktalet som beroendevariabel i sina analyser försvårar möjligheterna att bedöma vad hans resultat betyder för kortvariga sjukfall. Sjuktalet domi- neras nämligen av de långa sjukfallen och dessa kan som sagt inte förväntas vara lika känsliga för förändringar av ersättningsnivåer och framför allt inte av antalet karensdagar. 
 Liknande problem med den beroende variabeln finner vi i Burton analys av den s.k.  
 HUS-panelen 
  (Brose 1995). Där är det sanno- likheten att inte ha några frånvaroveckor under 1983 respektive 1985 som analyseras. Frånvaro av ett till två dagars varaktighet räknas dock inte som frånvaro i dessa analyser. Därmed inkluderas inte de fall som kan antas vara mest känsliga för förändringar i incitamentsstrukturen i den beroendevariabeln. Brose analyserar inte effekten av några specifika sjukförsäkringsreformer, istället är det marginalkostnaden för sjukfrånvaro, dvs. skillnaden mellan arbetsinkomsten och sjukersättningen, som står i fokus för ana- lysen. Genom att estimera effekter av denna kostnad kan, inom det teoretiska ramverk studien befinner sig, eventuella beteende- effekter av förändringar i ersättningssystemet prediceras. Ett antal olika statistiska modeller testas, men ett huvudresultat är att en tioprocentig sänkning av ersättningsnivåerna skulle öka sanno- likheten att inte ha någon frånvarovecka med ca 2,5 procent- enheter. Att värdera vad denna skattning betyder i verkligheten är svårt med tanke på att ett- och tvådagarsfallen inte räknas som frånvaro. 
 Johansson och Jimenez (1996) analyserar data från Levnadsnivå- undersökningen 1981 samkört med sjukskrivningsdata från Riks- försäkringsverket (RFV) för samma år. Studien liknar Burton på så sätt att det är marginalkostnaden för frånvaro som utgör den centrala förklaringsfaktorn. Dessa författare analyserar dock endast arbetare under perioden  
 1981–84, 
  för att undvika problem med att olika grupper på arbetsmarknaden omfattas av olika typer av avtalsförsäkringar. Den beroende variabeln utgörs av antalet sjuk- dagar per år (dvs. sjuktalets motsvarighet på individnivå). Den kon- troll för heterogenitet som genomförs resulterar dock i att de 
 277 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 långvarigt sjukskrivna faller ur analysen, vilket gör att problemen med att använda sjuktalet som beroende variabel inte är lika stora som i den ovan refererade studien av Thompson. Orozco och Wang resultat tyder på att en sänkning av ersättningsnivån med en procent skulle sänka sjuktalet med 4,6 procent för män. För kvinnor lyckas man inte estimera någon modell som är konsistent med teorin. När detta resultat jämförs med den förändring av sjukfrånvaron som skedde 1991 då ersättningsnivåerna sänktes, visar det sig att resultatet kraftigt överskattar effekten av ersätt- ningsnivån. Resultaten indikerar att sänkningen av ersättningsnivån 1991 borde ha resulterat i en reduktion av sjuktalet om ca 30 pro- cent. I verkligheten sjönk det med ca sex procent. Till viss del kan dock denna överskattning förklaras av att ersättningsnivåerna 1991 sänktes från en högre nivå än den som Orozco och Wang resultat baseras på. Dessutom kan det faktum att deras resultat baseras på förhållanden tio år tidigare innebära att det skett för- ändringar i samhället som påverkat sjukfrånvaron och dess bestäm- ningsfaktorer på ett sätt som inte fångas upp av deras modell. Detta är dock inte möjligt att veta, men klart är att resultatet på 1981 års data kraftigt överskattar effekterna i början av  
 1990-talet. 
 15 
  
 Thompson (1998) studerar övergången från arbete till sjukfrån- varo av högst tre dagars varaktighet med s.k. intensitetsregression. I analysen används data från Levnadsnivåundersökningen 1991 samkört med registerdata från RFV. De  
 RFV-data 
  som används är dock inte årsaggregerade som i Orozco och Wang (1996) studie. Istället finns information om start- och slutdatum för varje sjukfall. Det här gör att man mycket detaljerat kan studera in- och utflöden i sjukfrånvaro. I studiens fokus står effekten av sänk- ningen av ersättningsnivåerna den 1 mars 1991, vilken kontrolleras med en dummyvariabel i modellerna. Anledningen till att endast 1– 3 dagarsfall studeras är att den största sänkningen skedde för dessa fall. I den teoretiska modell som byggs upp görs prediktionen att känsligheten för förändringar i ersättningssystemet skiljer sig åt mellan socioekonomiska grupper och mellan könen. Detta beror på skilda uppsättningar av kostnader och belöningar från arbete och fritid. Tjänstemän jämfört med arbetare liksom män jämfört med kvinnor har större långsiktiga materiella belöningar att vänta från arbetet i form av t.ex. befordringsmöjligheter. Tjänstemän kan också i högre utsträckning än arbetare förväntas ha större icke- 
  
 15  
 Det bör understrykas att i såväl Orozco och Jimenez (1996) som i Brose (1995) kontrolleras för individ- och jobbkaraktäristika i analysmodellerna. 
 278 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 materiell nytta av arbetet i form av självutvecklande arbetsuppgifter och en trevligare arbetsmiljö. Kvinnors större ansvar för hemarbete gör att man kan förvänta sig att de är känsligare än män för förändringar av arbetsfria inkomster. Beteendeförändringarna för- väntas således vara större för kvinnor än för män liksom ju längre ner i den socioekonomiska hierarkin man befinner sig. Resultaten från den statistiska analysen ger i princip stöd för dessa hypoteser: Effekten av sänkta ersättningsnivåer är större för arbetare än för tjänstemän liksom för kvinnor jämfört med män, även om den skillnaden i det senare fallet är liten i relativa termer. Effekterna reformen estimeras till mellan 20 och 30 procents minskning av risken för sjukfall av högst tre dagars varaktighet. I absoluta tal innebär det minskningar med mellan 0,85 och 1,3 fall per 1 000 riskdagar. 
 16  
 Den indikator på arbetslöshet som inkluderats i modellerna ger ingen effekt förutom för lägre tjänstemän. 
 Johansson och Jimenez (2000) analyserar samma reform med samma data som Thompson (1998), men med en något annorlunda modellspecifikation, där de också tar hänsyn till effekten av skatte- reformen samma år. Även här visar sig kostnaden för frånvaro påverka dess incidens. Liksom i Herrera studie kan inte den förväntade negativa effekten av arbetslöshet påvisas. 
 Edgerton (1997) analyserar effekten av införandet av karens- dagen 1993 på data från SCB:s Arbetskraftsundersökningar (AKU). Här utgörs den beroende variabeln av ett mått på hur stor del av mätveckan som intervjupersonen varit frånvarande pga. sjukdom. Införandet av karensdagen representeras av en dummy- variabel i modellerna. Såväl nationell som regional arbetslöshet hålls under kontroll, liksom ett antal jobb- och individkaraktäristika. Edgerton finner att införandet av karensdagen minskar sjuk- frånvaron (såsom den operationaliserats i studien) med en procent. Effekten varierar över värden på andra variabler, i synnerhet ålder. Effekten av arbetslöshet är svag, men i förväntad riktning. 
 Sammanfattningsvis kan det konstateras att samtliga författare som på ett eller annat sätt försökt skatta effekten av kostnaden för frånvaro också funnit sådana effekter i förväntad riktning (se även Francis  Klevmarken 1993; Andrén 2001), dvs. att frånvaron sjunker då individens kostnad för denna ökar. Det går givetvis att finna svagheter i samtliga av dessa studier, men eftersom den mångfald av modellspecifikationer som använts alla pekar i samma 
  
 16  
 Med riskdagar avses de dagar en person befinner sig under risk för sjukfrånvaro, vilket hon gör när hon är närvarande på arbetet. 
 279 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 riktning förefaller det vara riskfritt att påstå att sambandet är reellt. Däremot tycks det vara mycket vanskligt att avgöra storleks- ordningen på dessa effekter. 
 Viktiga resultat i sammanhanget är de som levereras av Edgerton (1997), Thompson (1998) och Orozco och Jimenez (2000), där man finner svaga, inga eller motsägelsefulla effekter av arbetslöshet på frånvaroincidensen under  
 1990-talet. 
  Det finns ett flertal såväl svenska som internationella studier som påvisat ett negativt sam- band mellan arbetslöshet och sjukfrånvaro, dvs. att när arbetslös- heten stiger så sjunker frånvaron och vice versa (t.ex. Lantto  Lindblom 1987; Drago  Wooden 1992; Gustafsson  Klevmarken 1994; Brown 1997). Även om vissa av dessa studier lider av metodologiska tillkortakommanden tycks ändå bevisningen överväldigande. 
 17  
 Inga av dessa analyserar dock Sverige på 1990- talet och de studier som gör det finner alltså i princip inte något sådant samband. 
 18  
 Det här stärker intrycket av att de förändrade incitamenten i sjukförsäkringen faktiskt har haft en beteendeeffekt på så sätt att frånvarotalen drivits ner jämfört med vad fallet skulle ha varit med ett oförändrat system. 
 Den kraftigt ökande sjukfrånvaron som vi sett under  
 1990-talets 
  sista år kan dock tyckas vara en försvårande omständighet för en sådan slutsats. Enligt sjukförsäkringsutredningen tyder emellertid alla tecken på att de senaste årens ökning uteslutande är ett resultat av ett ökat antal långvariga sjukskrivningar. Utredningen finner inga indikationer på att den korta frånvaron skulle ha ökat under perioden (SOU 2000:121). Som redan nämnts finns det starka skäl att förvänta sig att incidensen av långvarig sjukskrivning är svårare att påverka med förändrade incitament (se dock nedan). Resultaten från Orozco och Jimenez (1994) tyder också på att så är fallet, även i praktiken. Förklaringen till de senaste årens explosionsartade utveckling bör snarare sökas i försämrade psykosociala arbets- förhållanden för framför allt kvinnor i offentlig sektor (Bäckman 2001). 
 Sammantaget vågar vi därför påstå att ersättningsnivåerna på- verkat sjukfrånvaron på det sätt vi kan förvänta oss, dvs. att de lägre ersättningsnivåerna under  
 1990-talet 
  hållit åtminstone kort- tidsfrånvaron nere. Effekten av att hålla korttidsfrånvaron nere 
  
 17 
  
 Att analysera och tolka resultat från tidsserier kräver stor försiktighet och särskilda statistiska metoder, något som det inte tas hänsyn till i några av de refererade studierna (se Thompson 1992 för en diskussion). 
  
 18 
  
 Francis och Klevmarken (1993) analyserar visserligen perioden  
  
 1970–1992, 
  men det är svårt att avgöra om det finns någon effekt under den senare delen av analysperioden. 
 280 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 försvinner dock i den remarkabla ökning av den totala sjukfrån- varon som de senaste åren inneburit. Att förändra ersättningsnivåer i sjukförsäkringen är förhållandevis enkla åtgärder som uppen- barligen också påverkar sjukskrivningsbeteendet hos de försäkrade. Dessa effekter är dock inte av den storleken att de märkbart kan påverka utvecklingen under perioder med kraftigt ökande sjuktal. För att komma åt en sådan utveckling krävs sannolikt mer ingående förändringar av arbetslivet. 
 Utträde ur kortvarig sjukskrivning 
 Liksom när det gäller beslutet att sjukskriva sig gäller rimligtvis även för beslutet att avsluta ett sjukfall, att det framför allt är för de kortvariga fallen som vi kan förvänta oss beteendeförändringar till följd av förändringar i incitamentsstrukturen. Som nämndes ovan är det sannolikt så att det i de längre fallen är så pass mycket andra faktorer som spelar in att utrymmet för incitamenten att verka torde vara tämligen begränsade. I den utsträckning ersättnings- systemets utformning har någon betydelse för denna process i de långvariga fallen är det troligast så att det påverkar frågan om  
 när  
 ett sjukfall avslutas snarare än  
 om  
 det avslutas. 
 Det faktum att läkarintyg krävs fr.o.m. den sjunde sjukdagen utgör givetvis en viktig restriktion för det spelrum individen har när det gäller beslutet av avsluta ett sjukfall. Detta är en av flera anledningar till att korta och långa sjukfall i sjukfrånvaro- litteraturen ofta behandlas som två skilda fenomen. Orozco och Jimenez (1996) visar t.ex. att sannolikheten att avsluta ett sjukfall stiger fram t.o.m. den sjunde sjukdagen (för män), därefter sjunker sannolikheten över varaktighetstid. 
 Det är också svårare även i de kortare fallen att teoretiskt avgöra hur de olika förändringarna kan tänka slå i termer av beteende- effekter. Reformen 1991 innebar, som nämnts, att ersättningen för de första tre dagarna blev lägre (65 procent) än de resterande (80/90 procent, se Tabell 3). Om vi ser skillnaden mellan arbets- inkomst och ersättning som kostnaden för sjukfrånvaro, innebär det att i och med denna reform kostar varje ytterligare dag 35 procent av lönen dag ett och två. Fr.o.m. dag tre t.o.m. dag sex är kostnaden för varje ytterligare dag endast tio procent. Om individen omfattas av en avtalsförsäkring som innebär att åtta dagars sjukskrivning ger ytterligare tio procents ersättning också 
 281 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 för de första sju dagarna, är givetvis incitamenten starka för ytterligare en dags sjukskrivning vid dag sju. Givetvis innebär kravet på läkarintyg fr.o.m. den dagen att utrymmet för fria val minskar, men den förväntade effekten av ett sådant ersättnings- system är ändå att det sker ett hopp i sannolikheten för återgång i arbete dag tre och dag fyra samt dag sju. Orozco och Jimenez (2000) finner en antydan till ett sådant mönster för kvinnor, men inte för män. 
 19  
 Orozco och Jimenez separarerar dock inte dessa effekter före och efter 1991 års reform, varför det är svårt att veta om det här är något som uppstår efter reformen eller om det är ett mönster som gäller kvinnor oavsett ersättningssystem. Effekten vid dag sju är svår att värdera av ytterligare ett skäl, nämligen att läkarintyg krävs fr.o.m. den dagen. Har man väl ett läkarintyg är sannolikheten att man ska återgå i arbete nästa dag mindre också av den anledningen och detta torde vara den avgörande orsaken till denna effekt. 
 Sjuklönereformen 1992 ändrade inte den faktiska ersättningen. Det gjorde däremot införandet av karensdagen 1993. Vad denna förändring innebar för incitamenten för återgång i arbete när väl ett sjukfall inletts är oklart. Om man som exempel betraktar beslutet om huruvida man ska vara hemma en dag till efter en dags sjukskrivning, så är det å ena sidan så att ytterligare en dags sjuk- skrivning gör att man förlorar ytterligare inkomst, förutom den som går förlorad i och med karensdagen. Å andra sidan blir den relativa förlusten för två dagars sjukfrånvaro lägre (60 procent vid 80 procents ersättningsnivå) än för en dag (100 procent). Vilken av dessa två effekter som dominerar är en empirisk fråga. Några studier som belyser just detta finns dock inte. 
 Långvarig sjukskrivning och förtidspension 
 Samma år som karensdagen infördes i sjukförsäkringen sänktes också ersättningsnivån fr.o.m. den 366:e sjukdagen från 90 till 70 procent. Huruvida denna förändring hade några beteende- effekter går inte att avgöra utifrån befintlig statistik. Antalet pågående sjukfall av minst 365 dagars längd minskade visserligen kraftigt mellan 1992 och 1993 (RFV 2001b), men det berodde 
  
 19  
 Att kvinnor tycks mer känsliga för incitamentsförändringar än män stöds av resultat i Thompson (1998) med avseende på sjukförsäkring och i Skogman Hunt (1999) med avseende på förtidspension. 
 282 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 framför allt på att många långtidssjukskrivna fick förtidspension eller sjukbidrag under 1992 och 1993 (RFV 2000:120). 
 Efter 1993 har ersättningen för de långvariga sjukfallen ökat i två steg. Dels då den enhetliga ersättningsnivån om 75 procent infördes 1996, dels då denna höjdes till 80 procent av SGI 1998. Antalet långvariga sjukskrivningar har visserligen ökat kraftigt fr.o.m. 1997, men som påpekades ovan står orsakerna till detta framför allt att finna utanför själva försäkringssystemet. 
 Vissa effekter av förändringar i sjukersättningssystemet har dock rapporterats i litteraturen. Orozco och Jimenez (2000) finner exempelvis att sjukfallens genomsnittliga varaktighet ökar efter reformen 1991. Samma resultat rapporteras av Jacobs (2001). Vad detta beror på är svårt att säga, men en förklaring kan vara, att om de kortvariga fallen minskar i antal, vilket var fallet efter 1991 års reform (Bäckman 1998), samtidigt som antalet längre fall förblir oförändrat kommer den genomsnittliga varaktigheten för samtliga sjukfall att öka. En annan förklaring kan vara att när ersättnings- nivåerna för kortvariga fall reduceras minskar möjligheterna till förebyggande korttidsfrånvaro, vilket skulle kunna få till effekt att de långvariga fallen ökar (se not 12). Den senare förklaringen är dock mindre sannolik i just dessa studier eftersom datamaterialen i såväl Orozco och Wang studie som i Edwards studie endast sträcker sig till den 31 december 1991, och detta torde vara en alltför kort tid för att en sådan effekt ska kunna slå igenom. 
 Viktigare för utvecklingen av de långvariga sjukfallen än för- ändrade procentsatser i sjukförsäkringen, torde regler och praxis inom förtidspensionssystemet vara. Vissa av de förändringar som skett inom detta system är dock inte av den arten att de kan kallas förändringar av incitamentsstrukturen. Det gäller exempelvis det kraftigt ökade antalet nybeviljade förtidspensioner och sjukbidrag under åren 1992 och 1993, vilket som redan nämnts tycks ha haft förväntade effekter på antalet långvarigt sjukskrivna, dvs. antalet långvariga sjukfall minskade. Det gäller också de förändringar av kvalifikationskraven för förtidspension/sjukbidrag som genom- förts. År 1991 avskaffades möjligheten till förtidspension av rena arbetsmarknadsskäl. Året därpå infördes en fast åldersgräns för de s.k. äldrereglerna, på 60 år. Äldrereglerna innebar att äldre för- säkrade kunde ges en mildare bedömning vid prövning av rätten till förtidspension. Dessa regler togs bort helt 1997. I oktober 1995 infördes vissa förändringar som innebar hårdare regler för prövning av rätten till förtidspension. Denna förändring har inneburit lägre 
 283 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 andelar nybeviljade förtidspensioner (Palme 2000). Förändringar av lagtexten 1997 innebar en än tydligare skrivning om att förtids- pension endast ska beviljas vid medicinskt grundad ohälsa. 
 Även om dessa förändringar endast gäller ur Försäkringskassan behandlar ansökningar om förtidspension och därmed inte direkt kan sägas påverka incitamentsstrukturen så kan de ändå sägas inverka på de strikt ekonomiska incitamentens möjligheter att påverka beteendet. 
 Nivåerna på förtidspensionsersättningen är svårare att få en överblick över. I princip har förändringarna av dessa följt föränd- ringarna inom ålderspensionssystemet, vilka under  
 1990-talet 
  fram- för handlat om ändrade indexeringsregler. Effekterna av detta skiljer sig dock åt mellan ålders- och förtidspensionssystemet framför allt genom att förtidspensionärer med folkpension får dubbelt pensionstillskott (PTS) medan ålderspensionärer får enkelt PTS (Palme 2000). När PTS för ålderspensionärer 1990 höjdes till 50 procent av basbeloppet, blev höjningen för förtidspensionärer således 100 procent. Indexeringen för beräkning av pensioner har förändrats på flera olika sätt under  
 1990-talet, 
  vilket sammantaget inneburit att de reala ersättningsnivåerna i pensionssystemet är lägre vid decenniets utgång än vid dess inledning. 
 20 
  
 Som redan påpekats finns det anledning att tro att förtids- pensionssystemets utformning påverkar även utnyttjandet av sjukförsäkringen, men även det omvända förhållandet torde råda, dvs. att sjukersättningssystemets utformning har betydelse för förtidspensionering. Om exempelvis sjukersättningen minskar utan att någon motsvarande förändring sker i förtidspensionssystemet kan man förvänta sig en ökad benägenhet att stanna kvar i sjuk- skrivning och vice versa. I Tabell 4 visas därför en grov skiss av detta förhållande 1990, 1995 och 1999. Uppgifterna i tabellen gäller bruttoinkomster, dvs. inga skatteeffekter finns med. Siffrorna gäller dessutom endast (i) en person med en inkomst motsvarande en genomsnittlig industriarbetarlön 1990 utan ATP, (ii) en person med dubbla den genomsnittliga industriarbetarlönen 1990 med full 
  
 20  
 År 1993 infördes ett minskat basbelopp för beräkning av pensioner om 98 procent av det ordinarie basbeloppet. I juli 1995 sänktes folkpensionens  
 ATP-del 
  med sex procent. Sam- tidigt höjdes PTS för förtidspensionärer med låg eller ingen ATP med sex procentenheter. Fr.o.m. 1999 beräknas pensionerna återigen på det fulla basbeloppet. Reglerna för uppräk- ning av det ordinarie basbeloppet hade dock ändrats 1995 på så sätt att om budgetunder- skottet översteg en viss nivå ska inte basbeloppet räknas upp fullt ut efter konsu- mentprisindex. Det här har inneburit, att trots den återställda ordningen 1999 med beräk- ning enligt det ordinarie basbeloppet, har pensionärerna inte kompenserats fullt ut för nedskärningarna under  
 1990-talet. 
  
 284 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 ATP samt (iii) en person med en inkomst motsvarande 7,5 bas- belopp 1990 och som har full ATP vid pensionstillfället. 
 21  
 Ingen hänsyn tas heller till eventuella avtals- eller privata försäkringar. 
  
 Tabell 4.  
 Sjukpenning (SP) samt förtidspension (FP) som andel av inkomst (AI). Bruttoinkomster 1990, 1995 och 1999 för en person med genomsnittlig industriarbetarlön 1990 (GIA) utan ATP, en person med dubbel GIA 1990 (GIAx2) och full ATP samt en person med en årsinkomst motsvarande 7,5 basbelopp i  
 1990-års 
  penningvärde och full ATP 
  
 GIA, ej ATP 
  
 GIAx2, full ATP 
  
 7,5 bb 1990, full ATP 
  
 SP som 
  
 FP som 
  
 SP som 
  
 FP som 
  
 SP som 
  
 FP som 
  
 andel av AI 
 a 
  
 andel av AI 
  
 andel av AI 
 a 
  
 andel av AI 
  
 andel av AI 
 a 
  
 andel av AI 
  
 1990 
  
 90% 
  
 38% 
  
 65% 
  
 47% 
  
 90% 
  
 65% 
  
 1995 
  
 70% 
  
 38% 
 b 
  
 50% 
  
 43%  
 b 
  
 68% 
  
 59%  
 b 
  
 1999 
  
 80% 
  
 40% 
  
 57% 
  
 44% 
  
 79% 
  
 61% 
  
 a 
  
 Sjukfallslängd > 365 dagar. 
  
 b 
  
 Beräknat enligt de regler som gällde fr.o.m. juli 1995. 
  
 Källa: RFV 2001a; Socialstyrelsen 2001; Jimenez och Rogers 2001; Palme 2000, egna beräkningar. 
 Tabell 4 förmedlar således en förenklad bild, men ger ändå en fingervisning om hur förhållandena sett ut under  
 1990-talet 
  i dessa inkomstskikt. Anledningen till att ersättningsnivåerna 1995 och 1999 faller något under de officiella nivåerna (70 procent 1995 och 80 procent 1999) för personen med 7,5 basbelopp i inkomst enligt  
 1990-års 
  penningvärde är den försämrade indexeringen av bas- beloppet. En inkomst motsvarande 7,5 basbelopp 1990, som räknas upp med konsumentprisindex, överstiger denna nivå 1995 och 1999 och här tar vi som sagt inte någon hänsyn till eventuella avtals- försäkringar. 
 Föga förvånande följer skillnaderna i ersättningsnivåer mellan de två officiella ersättningssystemen utvecklingen av ersättningsnivån i sjukförsäkringen. Skillnaderna är som störst 1990 då sjukpenningen var 90 procent av SGI och som lägst 1995 då ersättningen var som lägst (70 procent). Det här beror givetvis på att förändringarna inom sjukförsäkringen varit större än inom förtidspensionssyste- met. Då skillnaden mellan ersättningen för långvarig sjukskrivning och förtidspension är som störst 1995, skulle detta kunna ses som 
  
 21  
 Inkomsterna gäller 1990, men är uppräknade med konsumentprisindex för de övriga åren. 
 285 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 ökade incitament för förtidspension i mitten av  
 1990-talet. 
  Å andra sidan är ersättningsnivåerna i båda systemen som lägst dessa år vilket gör att återgång i arbete samtidigt är som mest gynnsamt då. Men för den där det sistnämnda alternativet inte är tillgängligt framstår alltså förtidspensionsalternativet som minst ofördelaktigt detta år. 
 För personen med en genomsnittlig industriarbetarlön och ingen ATP ser vi dock att det inte sker någon nedgång i förtids- pensionens ersättningsnivå mellan 1990 och 1995. Det här beror på att förändringen av beräkningsgrunderna för förtidspension innebar en nedskärning endast i  
 ATP-delen, 
  medan  
 PTS-delen 
  höjdes i motsvarande mån. Detta gör också att skillnaden mellan sjukpenning och förtidspension minskar minst för denna grupp mellan 1990 och 1995. Det bör påpekas att avtalsförsäkringar och bostadstillägget har utvecklats på ett sådant sätt under  
 1990-talet 
  att förtidspensionering, för denna grupp, blivit mer fördelaktigt i förhållande till sjukpenning också av dessa skäl. 
 Det faktum att det endast är de lagstadgade ersättningsnivåerna i sjukförsäkringen och förtidspensionssystemet som speglas i Tabell 4, gör således att bilden blir något snedvriden. Framför allt under- skattas de verkliga ersättningsnivåerna. Detta gäller dock båda systemen och tendenserna inom och mellan grupper torde därför inte, utöver det som nämnts, påverkas särskilt av detta. 
 I Figur 2 redovisas  
 1990-talsutvecklingen 
  av antalet långa sjukfall och antalet nybeviljade förtidspensioner. Här ser vi att mönstret knappast följer de skillnader vi sett i förhållandet mellan de båda ersättningssystemen. Antalet nybeviljade förtidspensioner sjunker mellan 1993 och 1995 efter en kraftig uppgång åren dessförinnan. Därefter sker en utplaning av kurvan åren 1996 och 1997. Mellan 1997 och 1998 faller kurvan återigen, vilket som redan nämnts beror på de striktare villkor för förtidspension som infördes 1997. Till 1999 stiger kurvan något igen, vilket kan ses som ett svar på det kraftigt ökade antalet långvariga sjukfall. 
 286 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 Figur 2.  
 Utveckling av antalet långa sjukfall och antalet nybeviljade pensionärer under  
 1990-talet 
  
 80000 
  
 70000 
  
 60000 
  
 50000 
  
 40000 
  
 30000 
  
 20000 
  
 10000 
  
 0 
  
 1990 
  
 1991 
  
 1992 
  
 1993 
  
 1994 
  
 1995 
  
 1996 
  
 1997 
  
 1998 
  
 1999 
  
 Källa:  
 SOU 2000:72; RFV 1999. 
  
  Sjukfall > 1 år 
  
  Nybeviljade fp 
 Eventuella beteendeeffekter av förhållandet mellan ersättnings- nivåerna framgår således inte av Figur 2. Möjligen kan en del av uppgången i antalet långa sjukfall fr.o.m. 1997 bero på minskat antal nybeviljade förtidspensioner (SOU 2000:72), men detta skall uppenbarligen inte ses som en effekt av förändrad incitaments- struktur. Det betyder inte att sådana effekter inte existerar, utan att i den mån de gör det, försvinner de pga. allt annat som påverkar utvecklingen. 
 Skogman Thoursie (1999) finner exempelvis en effekt av för- hållandet mellan individens förtidspensionsnivå och dennes poten- tiella arbetsinkomst. Den kvantitativa effekten på benägenhet att söka (beviljas) förtidspension är dock liten. Om ersättningen från förtidspension ökar med 1 000 kr/år skulle sannolikheten för en person att bli förtidspensionär öka med 0,1 procentenheter. Robinson omfattar dessutom endast åren  
 1981–1990, 
  en period då alternativet förtidspension av arbetsmarknadsskäl fortfarande var 
 287 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 tillgängligt. Rimligen har utrymmet för individens möjligheter att själv välja reducerats sedan dess. 
 22 
  
 Jimenez och Rogers (2001) finner i en analys, där även avtalsförsäkringar inkluderats, att ekonomiska incitament har en förhållandevis stark effekt på beslutet att lämna arbetsmarknaden. I studien har dock utträde från arbetsmarknaden definierats utifrån alla former för detta. Det här innebär att exempelvis ålderspension och förtidspension inkluderats i samma utfall. Uppenbarligen finns det i ålderspensionssystemet ett större utrymme för fria val än inom förtidspensionssystemet. Det visar sig också i studiens deskriptiva delar att förtidspension är betydligt vanligare som utträdesväg bland arbetare än bland övriga. Detta skulle kunna tolkas som ytterligare en illustration av att förtidspension i hög utsträckning bestäms av hälsoläget. 
 Incitamenten för arbete för de långvarigt sjukskrivna har ökat något under  
 1990-talet, 
  vilket visas i Tabell 4. Detsamma kan vi säga om förtidspensionen. Ett undantag från det sistnämnda finner vi emellertid för individer utan ATP, där en svag ökning av ersätt- ningsnivån kan iakttas. Effekterna av ekonomiska incitament på förtidspensionering framstår dock som svaga, även om det är tyd- ligt att de existerar. För de långvariga sjukfallen finns inga säkra indikationer på beteendeeffekter i litteraturen. Däremot tycks det klart att regel- och praxisförändringar påverkat förtidspensions- nivåerna. Dessa förändringar handlar dock om tillgängligheten snarare än om attraktiviteten och kan därför också sägas ha på- verkat de ekonomiska incitamentens möjlighet att överhuvudtaget ha någon effekt. 
  
 5.3.3 
  
 Skattesystemet 
  
 Det svenska skattesystemet omfattar en mängd olika skatter och avgifter. Den skatt som vanligtvis anses ha störst betydelse för individers arbetsutbud, och den skatt som kommer att behandlas i detta avsnitt, är skatt på arbete. I Sverige utgörs den direkta skatten på arbete idag av den kommunala och statliga inkomstskatten samt en allmän pensionsavgift. 
  
 22  
 Det betyder dock inte att individen inte har något inflytande över ett förtids- pensionsbeslut. Ett sådant beslut tas i samråd med flera parter däribland läkare (Andrén 2001). 
 288 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 Kommunalskatten är, förutom ett fast belopp om 200 kronor, en proportionell skatt som tas ut på den beskattningsbara förvärvs- inkomsten 
 23 
 , vilket innebär att i princip alla inkomsttagare betalar en lika stor procentuell andel av sin inkomst i kommunalskatt. Kommunalskatten varierar från kommun till kommun; år 2000 var den genomsnittliga kommunalskatten 30,38 procent (SCB 2001). 
 Den statliga inkomstskatten är stegvis progressiv; år 2000 betalade den som hade en beskattningsbar förvärvsinkomst under 232 600 kronor ingen statlig skatt, den som tjänade över 232 600 kronor betalade 20 procent och den som tjänade över 374 000 kronor betalade ytterligare 5 procent i statlig skatt. Inom de olika inkomstintervallen finns m.a.o. ingen progressivitet, men däremot mellan dessa intervall. Den allmänna pensionsavgiften, slutligen, utgör år 2000 7 procent av lönen upp till en gräns som år 2000 låg på drygt 300 000 kronor om året. 
 24 
  
 I fokus för de flesta studier som undersökt skatternas påverkan på individers arbetsutbud har varit den marginalskatt individer betalar på en inkomstökning, ett begrepp som kan definieras på lite olika sätt. Den kanske vanligaste definitionen på marginalskatt är förändringen i inkomstskatt (kommunal och statlig) och avdrag (grundavdrag och allmän pensionsavgift) som andel av en ökning av inkomsten före inkomstskatt och avdrag (bruttoinkomst). Men i marginalskattebegreppet kan även inkluderas arbetsgivaravgifter samt den andel som går bort i konsumtionsskatter och andra skatter då individen konsumerar sin inkomstökning. Ett sådant utvidgat marginalskattebegrepp brukar ofta kallas för skattekil. 
 Skattereformen 1990/1991 innebar en genomgripande förändring av det svenska skattesystemet, och ett viktigt inslag i denna reform var den lägre formella progressiviteten i inkomstskatteskalan, vilket i huvudsak åstadkoms genom lägre marginalskatter. 
 25  
 Skatte- 
  
 23 
  
 För att få fram den beskattningsbara förvärvsinkomsten minskar man den taxerade för- värvsinkomsten med avdrag för allmän pensionsavgift och med grundavdrag. Grundavdraget är knutet till prisbasbeloppet och den taxerade förvärvsinkomsten. Avdraget var år 2000 som lägst 8 700 kronor och som högst 18 200 kronor. Folkpensionärer får särskilt grundavdrag, som varierar från 8 700 till 55 900 kronor beroende på bl.a. pensionärens inkomst, men som aldrig kan understiga det grundavdrag som en löntagare med motsvarande inkomst får. 
  
 24 
  
 Mer precist betalas år 2000 den allmänna pensionsavgiften på inkomster upp till 8,07 gånger det förhöjda prisbasbeloppet, som detta år var 37 300 kronor. 
  
 25 
  
 Huvudsyftena med skattereformen 1990/1991 kan sammanfattas i tre punkter; (i) att reducera skatten på arbete och höja skatten på konsumtion och lånande, (ii) att åstadkomma en skattemässigt likvärdig behandling av arbetsinkomster och inkomster av kapital, samt (iii) motverka skatteplanering och skattefusk. Avsikten var att dessa mål skulle åstadkommas utan negativa fördelningspolitiska konsekvenser (Regeringens proposition 1989/90:110, sid. 294). 
  
 289 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 reformen innebar att en enhetlig inkomstskatt om 20 procent infördes på den del av den beskattningsbara inkomsten som över- steg skiktgränsen för statlig skatt, vilket medförde att marginal- skatten minskade med 14 procentenheter för en genomsnittlig industriarbetarlön och med 22 procentenheter för en genomsnittlig tjänstemannalön mellan 1989 och 1991 (SOU 1995:104, sid. 50). Bakom dessa genomsnittliga siffror döljer sig dock stora varia- tioner mellan individer i olika inkomstlägen. Mellan 1985 och 1992 minskade marginalinkomsten som en konsekvens av förändringar i inkomstskatter och avdrag för individer i den 25:e percentilen med mellan 0,6 och 6,8 procent beroende på hushållstyp, medan mar- ginalinkomsten för individer i den 75:e percentilen ökade med mellan 30 och 40 procent beroende på hushållstyp (Agell m.fl. 1998: 115). 
 26 
  
 Efter skattereformen 1990/1991 har det skett en ökning av marginalskatterna för de flesta inkomsttagare fram till slutet av  
 1990-talet. 
  Mellan 1995 och 1998 fanns det en s.k. värnskatt i form av en temporär höjning av den statliga inkomstskatten från 20 till 25 procent. 1999 togs denna värnskatt bort och ersattes av det system som finns idag där den statliga inkomstskatten tas ut i två skikt. Dessa höjningar har gjort att marginalskatten i slutet av  
 1990-talet 
  var högre i de flesta inkomstlägen än de var omedelbart efter skattereformen (Figur 3). 
 27  
 Den andel av befolkningen som betalar statlig inkomstskatt har också ökat med cirka 5 procent- enheter under slutet av  
 1990-talet 
  (Riksskatteverket 1999:48). De allmänna egenavgifter som införts under  
 1990-talet 
  har dock haft mindre marginaleffekter eftersom de är avdragsgilla, vilket medför att deras genomslag blir mindre än avgiftssatsen. 
  
 26 
  
 För att få fram den 25:e percentilen rangordnar vi först alla hushåll efter inkomst, och den 25:e percentilen motsvarar den inkomst i fördelningen där 75 procent av hushållen har högre inkomst och 25 procent lägre inkomst. 
  
 27 
  
 Med början år 2000 inleddes en skattereform som innebär att löntagare och andra med pensionsgrundande inkomst kompenseras för effekterna av den allmänna pensionsavgiften, vilket lett till en sänkning av marginalskatten för de flesta inkomsttagare. 
  
 290 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 Figur 3.  
 Marginalskatter vid olika inkomstskikt 1991 och 1999 
  
 Procent 
 60 
 50  
  
 40 
 1999 
 30 
 20 
 1991 
 10 
 0 
  
 50000 
  
 100000 
  
 150000 
  
 200000 
  
 250000 
  
 300000 
  
 350000 
  
 400000 
  
 Bruttoinkomst 
 De genomgripande förändringar av skattesystemet som skatte- reformen 1990/1991 innebar har generat en lång rad studier som försökt uppskatta dessa förändringars inverkan på individers eller hushålls arbetsutbud, där de flesta studier har fokuserat på marginalskatternas inverkan på antalet arbetade timmar. Den teore- tiska utgångspunkten för dessa empiriska studier är att individer eller hushåll antas välja den arbetstid som genererar mest nytta (för en presentation av denna modell, se Francis  Klevmarken 1993; Agell m.fl. 1998). Nytta erhålls dels av konsumtionen av fritid, och dels av den konsumtion av varor och tjänster som blir möjlig genom inkomsterna från arbete. Kombinationen av möjliga val av konsumtion av varor och tjänster respektive fritid beror på individens eller hushållets nettoinkomst, och dessa möjliga val kallas för individens budgetmängd. 
 Eftersom marginalskatten varierar med inkomsten är budget- mängden olika i olika inkomstskikt, närmare bestämt är budget- mängden linjär inom inkomstintervall men lutningen är olika mellan dessa inkomstintervall. 
 28  
 Hur mycket arbetstid som indivi- 
  
 28  
 Förekomsten av transfereringar och avgifter som varierar med inkomsten (t.ex. social- och bostadsbidrag och daghemsavgifter) och som vid sidan av inkomstskatten påverkar omvandlingen av individers bruttoinkomst till disponibel inkomst eller konsumtionsförmåga 
 291 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 den eller hushållet väljer att arbeta beror dels på budgetmängden och dels på hur den relativa nyttan av fritid respektive arbete värderas. Arbete värderas inte som något positivt i sig, utan den nytta som individen erhåller från arbete kommer från de varor och tjänster individen kan köpa med sin löneinkomst. Däremot vär- deras fritid som något positivt i sig. 
 I denna typ av modell kan effekten på arbetsutbudet av en förändring i marginalskatten delas upp i en substitutionseffekt och en inkomsteffekt. Substitutionseffekten innebär att en sänkning av marginalskatten (vilket är samma sak som en ökning av marginal- lönen) gör det dyrare att konsumera fritid, eftersom priset på fritid är inkomsten från den mängd arbete som går förlorad när man inte arbetar. 
 29  
 Substitutionseffekten medför alltså att individers arbets- utbud ökar om deras marginallön ökar eftersom de kommer att ersätta (substituera) fritid med arbete – det blir helt enkelt för- hållandevis mer lönsamt att arbeta. 
 Inkomsteffekten innebär att en sänkning av marginalskatten medför att människors konsumtionsmöjligheter ökar vid en given arbetsinsats. Frågan i detta sammanhang är om fritid är en normal vara, dvs. någonting som människor väljer att konsumera mer utav om deras inkomst ökar. Om så är fallet kommer en skatte- sänkning att innebära att människor både vill arbeta mer (substi- tutionseffekten) och arbeta mindre (inkomsteffekten) som en konsekvens av att deras inkomst ökar. Om däremot fritid inte är en normal vara, dvs. någonting som människor väljer att inte konsu- mera mer utav om deras inkomst ökar, kommer både inkomst- och substitutionseffekten att verka i samma riktning, mot att individen ökar sitt arbetsutbud. Det faktum att inkomst- och substitutions- effekten kan verka i motsatt riktning gör det till en empirisk fråga i vilken mån en sänkning av marginalskatten ökar eller minskar individers arbetsutbud. 
 30  
 Det teoretiska ramverket utesluter alltså inte att högre marginalskatter kan leda till ett ökat arbetsutbud. 
 Detta teoretiska ramverk kan modifieras på olika sätt. Det faktum att beslut om arbetsutbud ofta fattas gemensamt inom familjen har inkorporerats på i huvudsak två olika sätt i dessa 
 gör att individers budgetmängd får ett betydligt mer komplicerat utseende. Dessa s.k. marginaleffekter kommer att behandlas mer utförligt i senare avsnitt. 
  
 29 
  
 Vid beräkningen av substitutionseffekten antar man att individens inkomst minskar så att individen är kvar på samma välfärdsnivå (eller har samma nytta) som före förändringen i marginallönen. 
  
 30 
  
 Noteras bör att denna grundläggande arbetsutbudsmodell bygger på att individer faktiskt känner till sin egen budgetbegränsning och sin marginalskatt. 
  
 292 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 modeller. I enklare modeller har man låtit makens/makans inkomst ingå i de övriga inkomster som vid sidan av arbetsinkomsten bestämmer en individs budgetmängd. I många familjer läggs dock familjens samlade resurser samman till en gemensam budget. Detta har man försökt fånga i modeller där förändringar i marginalskatten för en individ i hushållet får inkomst- och substitutionseffekter på övriga medlemmar i hushållet. Det kan även tänkas att medlem- marna i en familj är i konflikt med varandra angående hur familjens resurser skall fördelas, vilket i sin tur kan få effekter på individers arbetsutbud. 
 Standardmodellen har heller inte någon tidsdimension. Det finns dock modeller (s.k. livscykelmodeller) där man antar att individer maximerar nyttan över hela sin livstid. I dessa modeller definieras individers nytta som en funktion av konsumtion och fritid i samt- liga perioder av livet, något som begränsas av deras sammanlagda inkomst under hela sin livstid. I denna typ av modell blir individers beslut om sitt arbetsutbud en komplex funktion av både nutida och förväntade framtida inkomster, vilka bl.a. beror på storleken på förväntade framtida löneinkomster, skatter och transfereringar. I ett livscykelperspektiv kommer även andra val än valet mellan fritid och arbete att bli centrala, kanske mest intressant i detta samman- hang är individers investeringar i utbildning. 
 Skattereformen 1990/1991 innebar som sagt stora förändringar i skattesystemet och i marginalskatterna, och borde därför utgöra ett idealiskt sammanhang för att testa teorier om skattesystemet inverkan på individers beteende och deras arbetsutbud. Genom att jämföra individers beteende (arbetsutbud) före och efter de incita- mentsförändringar som skattereformen innebar, skulle man kunna få en uppfattning om vilken betydelse förändringar i skattesyste- met har för individers beteende (arbetsutbud). Olyckligtvis sammanföll dock tidpunkten för denna skattereform med den ekonomiska krisen och uppgången i arbetslöshet i början av 1990- talet, vilket gör det mycket svårt att isolera effekterna av skatte- reformen från effekterna av den vikande konjunkturen och däri- genom erhålla precision i de empiriska skattningarna av reformens effekter på individers arbetsutbud. 
 31 
  
 31  
 Dessutom är en viktig fråga om skattereformen och den ekonomiska krisen skall be- handlas som två isolerade fenomen; skattereformen var underfinansierad, och en viktig del i de dynamiska effekter som skulle råda bot på denna underfinansiering var de ökade skatte- intäkter som skulle bli resultatet av att individer ökade sitt arbetsutbud. 
 293 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 En alternativ strategi för att i någon mån rensa ut effekterna av den ekonomiska krisen som sammanföll med skattereformen är att på basis av empirisk data från tiden före skattereformen uppskatta hur individer reagerar på förändringar i skattesystemet, och sedan sammanfatta de incitamentsförändringar som skattereformen 1990/1991 medförde. Genom att applicera uppskattningarna av beteendereaktionerna från tiden före skattereformen på de incita- mentsförändringar som skattereformen innebar kan man sedan i viss mån neutralisera effekterna av den ekonomiska krisen. Man bör dock vara på det klara med att denna typ av simulering inte mäter de faktiska effekterna på arbetsutbudet av skattereformen. 
 För den grupp som studerats mest, gifta kvinnor och män i åldern  
 20–55 
  år, pekar en majoritet av studierna på att arbets- utbudet (i termer av antalet arbetade timmar) ökade som en konsekvens av skattereformen men att storleken på dessa effekter är relativt små. För män är effekterna i storleksordningen att en ökning av nettolönen med en procent ökade deras arbetsutbud med 0,1 procent, medan storleken på effekterna för kvinnor i ett flertal studier är något större men också varierar mer mellan olika studier. 
 32  
 Agell m.fl. (1998; se även SOU 1996:117) gör bedöm- ningen att skattereformen sammantaget ökade arbetsutbudet med ett par procent, och att effekterna var störst för individer som arbetar full tid. 
 33  
 För individer med låg inkomst och/eller som arbetade deltid var effekterna betydligt mindre och ibland till och med i motsatt riktning. Givet att sänkningen i marginalskatt var störst för individer i den övre delen av inkomstfördelningen är dessa resultat inte förvånande. Beslut att delta i arbetskraften eller inte påverkades troligen mycket lite av skattereformen (Agell m.fl. 1998: 115). Det har också visat sig att resultaten, särskilt för vissa grupper i befolkningen, är känsliga för vilka tekniker som används för att beräkna individers förändrade arbetsutbud i samband med skatteförändringar (se t.ex. Ackum Agell  Apel 1991; Francis och Klevmarken 1993). 
 Det finns också studier som motsäger eller åtminstone modifierar denna bild; bl.a. fann Franco  Jimenez (1994) i en 
  
 32  
 För ett urval av studier som studerat skattereformens effekt på arbetsutbudet, se Francis och Klevmarken 1993; Ackum Agell  Meghir 1995; Aronson  Walker 1995; Hansen 1996; Agell m.fl. 1998. Se också Johnson m.fl. (1995:271) för en förteckning över de utvärderingsrapporter av skattereformen som publicerats. 
  
 33  
 Noteras bör att dessa siffror refererar till försöken att uppskatta den isolerade effekten av skattereformen. Sammantaget minskade antalet arbetade timmar (per vecka) med nära sex procent mellan 1990 och 1992 (AKU, SCB). 
 294 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 modell med gifta par, där båda makarnas arbetsutbud bestäms gemensamt, att kvinnor tenderar att minska sitt arbetsutbud då maken ökar sitt. Detta tyder på att i den mån kvinnor hade en partner med hög inkomst, som genom skattereformen fick en stor marginalskattesänkning, kan det ha varit rationellt för hushållet att mannen ökade sitt arbetsutbud medan kvinnan, som en konsekvens av mannens ökade marginallön, minskade sitt arbetsutbud och i ökad grad övergick till hushållsproduktion. 
 De flesta studier, vilket även inkluderar de studier som under- sökt effekterna av skattereformen, tyder på att arbetsutbudet är relativt okänsligt för skatteförändringar. Som påpekats är det teoretiska ramverk som de flesta av dessa studier bygger på inte heller entydigt när det gäller effekten på arbetsutbudet av skatte- förändringar. Man ska även komma ihåg att det finns andra faktorer vid sidan av skatt på arbete som styr individers arbets- utbud. Till exempel är familjepolitiska institutioner (i form av t.ex. barnomsorg) viktiga för möjligheten för många föräldrar att förena yrkesrollen med föräldrarollen. Sänkta marginalskatter kommer antagligen att ha en liten effekt på föräldrars arbetsutbud om inte familjepolitiska institutioner ger dem en möjlighet att svara på dessa incitamentsförändringar. Dessutom är det viktigt att påpeka att många individer har begränsade möjligheter att fritt välja den mängd tid de vill lägga på sitt arbete. Dels måste deras arbetskraft efterfrågas, och dels är det få typer av anställningar som tillåter ett helt fritt val av arbetstid. 
  
 5.4 
  
 Marginaleffekter – exemplet barnfamiljer 
  
 I tidigare avsnitt har vi beskrivit incitamentsstrukturens utseende och förändringar och diskuterat forskning som analyserat effek- terna på främst arbetsutbudet av enskilda socialförsäkringsprogram samt skattesystemet. Vi har då inte tillräckligt beaktat det faktum att dessa system många gånger samverkar med varandra, och att välfärdssystemet i sin helhet utgörs av ett komplicerat lapptäcke av system med olika regler. Det är rimligt att tänka sig att inkomst- rörligheten för dem med lägst inkomster främst kommer att bero på valet mellan att arbeta eller inte arbeta alls eller att gå upp i arbetstid från del- till heltid. Det är också rimligt att anta att sådana beslut inte enbart, eller ens huvudsakligen, påverkas av hur pro- gressiv inkomstskatten är eller hur hög ersättningsnivån är för olika 
 295 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 socialförsäkringsförmåner, utan att individer och hushåll i samband med denna typ av beslut kommer att väga in storleken på den bruttolön de erhåller från sitt arbete och hur denna bruttolön påverkar storleken på såväl nuvarande som framtida skatter, av- gifter och socialförsäkringsförmåner samt eventuella inkomst- prövade bidrag såsom bostadsbidrag och socialbidrag. 
 Den samlade effekten av skatter, avgifter och transfereringar på en individs eller ett hushålls inkomstökning brukar kallas för marginaleffekt. Marginaleffekt mäter i vilken utsträckning en för- ändring av bruttoinkomsten leder till förändrad disponibel inkomst eller konsumtionsförmåga, och tar (i princip) i beaktande alla för- ändringar i skatter, avgifter och transfereringar som denna ökning i bruttoinkomsten ger upphov till. För att ta ett konkret exempel: om ett hushåll av en inkomstökning på 100 kronor får betala 30 kronor i kommunalskatt, 4 kronor i olika avgifter (t.ex. barn- omsorgsavgift) och får minskade bidrag (t.ex. bostadsbidrag) med 12 kronor blir marginaleffekten 46 procent (30+12+4/100=0,46). 
 För bidrag, skatter och avgifter som inte förändras med in- komsten är marginaleffekten lika med noll; för barnfamiljer är barnbidraget 950 kronor per barn och månad oavsett föräldrarnas inkomst. Det är därför skatter, avgifter och transfereringar, rela- terade till individens eller hushållets inkomst, som ger upphov till marginaleffekter. Om skatter och avgifter ökar och/eller bidrag minskar, då en individs eller ett hushålls inkomst ökar, kommer den ekonomiska belöningen av arbete, och därmed de ekonomiska incitamenten att öka arbetsutbudet, att vara mindre än om dessa skatter, avgifter och bidrag inte vore inkomstrelaterade. 
 I Sverige finns ett antal skatter, avgifter och bidrag som varierar med individernas eller hushållens inkomst, och under  
 1990-talet 
  är det framför allt de marginaleffekter som drabbar barnfamiljer som tilldragit sig störst intresse (se t.ex. Ds 1991:66; Ds 1992:25; SOU 2001:24). Detta beror på att barnfamiljer är överrepresenterade i många av de välfärdssystem där storleken på transfereringar eller bidrag är beroende av hushållets inkomst. Utöver den skatt på arbete som barnfamiljer (liksom alla hushåll) betalar, är barn- familjer de huvudsakliga mottagarna av de inkomstrelaterade bostadsbidragen. Ett förhållandevis stort antal hushåll med barn (främst ensamstående mödrar) är även mottagare av socialbidrag. Storleken på underhållsstöd och avbetalningar av studiemedel är också beroende av inkomst, vilket kan bidra till de marginaleffekter barnfamiljer möter. Dessutom är avgifterna till barnomsorgen i en 
 296 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 överväldigande majoritet av kommunerna beroende av såväl föräld- rarnas inkomst som den tid barnen tillbringar inom barnomsorgen. Men barnfamiljer är också en grupp i samhället där man kan förvänta sig att det finns ett relativt stort utrymme att öka arbets- utbudet, även om variationerna i detta avseende naturligtvis är betydande inom denna grupp. 
 Vad kan vi då säga om marginaleffekterna för barnfamiljer? Vi har i tidigare avsnitt avhandlat incitamentsförändringar i inkomst- skattesystemet och viktiga delar av socialförsäkringssystemet under  
 1990-talet. 
  När det gäller marginalskatten minskade denna för i stort sett alla grupper i samhället som en konsekvens av skatte- reformen 1990/1991, även om sänkningen var störst för dem med höga inkomster. För barnfamiljer generellt har denna sänkning troligen inneburit ökade incitament att öka arbetsutbudet, även om dessa incitamentsförändringar har varit relativt små för barnfamiljer med låga inkomster. Vi har också sett resultat som tyder på att i familjer, där ena parten (vanligtvis mannen) har en hög inkomst, kan sänkningarna av marginalskatten ha gett upphov till en omför- delning av arbetsutbud inom familjen i riktning mot att den med högst inkomst ökat sitt arbetsutbud medan den med lägst inkomst ökat sin andel av hushållsproduktionen. 
 I flertalet av socialförsäkringarna och arbetslöshetsförsäkringen är ersättningsnivåerna lägre i slutet av  
 1990-talet 
  jämfört med vad de var i början av decenniet. Dessutom har det faktum att de maxi- mala ersättningsnivåerna inte justerats uppåt i takt med löne- utvecklingen gjort att skillnaden mellan den faktiska och den formella ersättningsnivån har ökat för flertalet individer. Detta tyder på att den ekonomiska kompensation som individer erhåller från transfereringssystemet i händelse av sjukdom eller arbetslöshet generellt sett har minskat under  
 1990-talet. 
  Viktigt att påpeka i detta sammanhang är också att det i det svenska socialförsäkrings- systemet finns starka incitament att delta i arbetskraften och arbeta heltid, eftersom förmånerna i socialförsäkringssystemet är starkt relaterade till individers inkomst. 
 När det gäller bostadsbidragen innebar skattereformen 1990/1991 att hushållen fick bära en större andel av bostadskost- naderna, bl.a. genom ökad fastighetsbeskattning, minskade skatte- effekter av ränteavdrag och minskade räntebidrag. De kraftigt ökade boendekostnaderna, som framför allt drabbade hyreshus- sektorn, parerades delvis genom en kraftig ökning av bostadsbidra- gen, bl.a. ökade det maximala bostadsbidraget med cirka 55 procent 
 297 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 (SOU 2001:24). Skattereformen och den allmänt försämrade sam- hällsekonomin innebar att både utgifterna och antalet bidragshus- håll ökade kraftigt under  
 1990-talets 
  första hälft; som framgår av Tabell 5 ökade antalet bidragshushåll med cirka 25 procent mellan 1992 och 1996. 
 En omläggning av bostadsbidragen trädde ikraft den 1 juli 1996 med syfte att vända kostnadsutvecklingen och stärka kostnads- kontrollen (Regeringens proposition 1995/96:186). Denna om- läggning innebar bl.a. ett nytt inkomstprövningssystem, en be- gränsning av den bidragsgrundande bostadsytan, införandet av individuella inkomstgränser för makar och sambor samt att för- mögenhetsprövning återinfördes. Under senare delen av  
 1990-talet 
  minskade antalet bidragshushåll, vilket delvis förklaras av dessa regelförändringar men också av att hushållen har ökat sina in- komster, medan varken inkomst- eller hyresgränserna för bostads- bidrag har förändrats. Eftersom det främst är hushåll bestående av ensamstående föräldrar som har höga bostadskostnader i kombina- tion med låga inkomster (Harrison 2000), har bostadsbidragen allt- mer kommit att fungera som ett ekonomiskt stöd för denna grupp; som framgår av Tabell 5 var det nästan två tredjedelar av bidrags- hushållen som 1999 tjänade mindre än 160 000 kronor om året. 
 298 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 Tabell 5.  
 Andel bidragshushåll efter hushållstyp  
 1992–2000, 
  storlek på bostadsbidrag 2000 samt andel bidragshushåll efter inkomst 1999 
  
 Andel bidragshushåll efter hushållstyp 
  
 Bostadsbidrag (kr./månad) efter 
  
 Andel bidrags- 
  
 årlig inkomst (kr.) år 2000 
 a 
  
 hushåll efter 
  
 inkomst (tusen 
  
 kr.) år 1999 
  
 1992 
  
 1994 
  
 1996 
  
 1998 
  
 2000 
  
 50 000 
  
 150 000 
  
 250 000 
  
 Sambo/gift 
  
 9,0 
  
 9,4 
  
 9,1 
  
 7,0 
  
 5,8 
  
 2 200 
  
 600 
  
 0 
  
 0 
  
 9,8 
  
 1 barn 
  
 Sambo/gift 
  
 17,0 
  
 18,6 
  
 17,4 
  
 11,3 
  
 8,2 
  
 2 700 
  
 1 200 
  
 500 
  
 1-40 
  
 6,8 
  
 2 barn 
  
 Sambo/gift 
  
 21,1 
  
 22,4 
  
 21,5 
  
 14,8 
  
 12,1 
  
 3 100 
  
 1 500 
  
 800 
  
 40-80 
  
 7,4 
  
 3 el. fler barn 
  
 Ensamst. 
  
 30,1 
  
 24,8 
  
 24,9 
  
 29,7 
  
 31,1 
  
 2 500 
  
 1 600 
  
 0 
  
 80-120 
  
 14,3 
  
 1 barn 
  
 Ensamst. 
  
 17,0 
  
 17,5 
  
 18,8 
  
 25,0 
  
 18,2 
  
 2 700 
  
 2 100 
  
 500 
  
 120-160 
  
 26,0 
  
 2 barn 
  
 Ensamst. 
  
 5,9 
  
 7,3 
  
 8,3 
  
 12,1 
  
 14,6 
  
 3 100 
  
 2 500 
  
 800 
  
 160-200 
  
 21,4 
  
 3 el. fler barn 
  
 Totalt antal 
  
 289 
  
 371 
  
 362 
  
 256 
  
 206 
  
 - 
  
 - 
  
 - 
  
 > 200 
  
 14,2 
  
 bidragshushåll 
  
 (1000-tal) 
  
 a  
 Bostadsbidragen är beräknade för en bostadsyta på 85 m2 och en hyra på 5 000 kronor per månad. För gifta/sambo antas bara en person ha en inkomst för hushåll som tjänar 50 000 respektive 150 000 kronor per år, medan i hushåll med en inkomst på 250 000 kronor per år antas ena parten tjäna 150 000 kronor medan den andra parten antas tjäna 100 00 per år 
 Källa: RFV 2001c; egna beräkningar 
 Att bostadsbidragen innebär marginaleffekter framstår med all tydlighet av Tabell 5; en ökning av inkomsten innebär en minsk- ning av bostadsbidraget vilket minskar det ekonomiska utbytet av att t.ex. gå upp i arbetstid. Det framgår också att det främst är de ekonomiskt svaga hushållen som drabbas av dessa marginaleffekter (se även SOU 2001:24). 
 Hur storleken på de marginaleffekter bostadsbidragen ger upp- hov till har förändrats under  
 1990-talet 
  är det dock svårare att uttala sig om. Det är i detta sammanhang viktigt att skilja mellan marginaleffekternas utveckling över tid vid en given inkomst och 
 299 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 hur stor del av befolkningen som drabbas av dessa marginal- effekter. Eftersom reglerna för bostadsbidrag i princip har varit oförändrade under senare delen av  
 1990-talet 
  har marginaleffekter- na vid en given inkomst under denna period varit i stort sett oförändrade. Att färre hushåll kvalificerar sig för bostadsbidrag innebär dock att de marginaleffekter som bostadsbidragen ger upphov till under  
 1990-talet 
  fått konsekvenser för ett allt mindre antal hushåll. Denna utveckling har ytterligare förstärkt bilden av att bostadsbidrag främst utgör en inkomstförstärkning för hushåll med låga inkomster, vilket innebär att det främst är denna grupp som också drabbas av de marginaleffekter bostadsbidraget ger upphov till. 
 En starkt bidragande orsak till de marginaleffekter som barn- familjer möter är de avgifter som finns inom den kommunala barnomsorgen, där marginaleffekterna främst uppstår genom att avgifterna är inkomst- och/eller tidsrelaterade. Barnomsorgs- avgifterna har generellt sett ökat under  
 1990-talet, 
  vilket illustreras i Tabell 6 för ett antal typfamiljer. Som visas av denna tabell är dock variationen i barnomsorgsavgifternas storlek och avgiftssystemets konstruktion mellan olika kommuner betydande, vilket gör det mycket svårt att ge en generell bild av storleken på de marginal- effekter som dessa avgifter ger upphov till. Exempelvis visar Skolverkets kartläggning av avgifterna inom barnomsorgen 1999 (Skolverket 1999) att det skiljer så mycket som 620 procent mellan kommunen med lägst respektive högst avgift för en lågavlönad ensamstående förälder med ett barn i förskola 46 timmar i veckan (skillnaden i årsavgift är 24 400 kronor). För en medelinkomst- familj med två barn där båda föräldrarna yrkesarbetar och där barnen är i förskola 40 timmar i veckan är skillnaden 270 procent mellan kommunen med lägst respektive högst avgift (skillnaden i årsavgift är 31 700 kronor). 
 300 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 Tabell 6.  
 Barnomsorgsavgifternas utveckling  
 1996–1999 
  för olika typfamiljer 
  
 Vistelsetid 
  
 Bruttoinkomst 
  
 Bruttoinkomst 
  
 Ökning av avgift i 
  
 Kommunal variation 
  
 (timmar) 
  
 1996 
  
 1999 
  
 procent  
 1996-1999 
 a 
  
 i avgiftsökning 
 b 
  
 Ensamst. 2 barn 
  
 40 
  
 12 000 
  
 13 150 
  
 13 
  
 5-38 
  
 Ensamst. 1 barn 
  
 46 
  
 13 100 
  
 14 550 
  
 12 
  
 4-28 
  
 Sambo 2 barn 
  
 40 
  
 29 300 
  
 32 900 
  
 16 
  
 6-30 
  
 Sambo 2 barn 
  
 46 
  
 39 300 
  
 44 100 
  
 15 
  
 0-34 
  
 a 
  
 Medelvärde för 256 kommuner 
  
 b 
  
 De 10 kommunerna med högst respektive lägst avgiftsökningar är ej medtagna i beräkningen. Källa: Skolverket 1999 
  
 Inte bara de genomsnittliga barnomsorgsavgifterna har ökat under  
 1990-talet, 
  utan även det antal kommuner som använder någon form av inkomstrelatering. Skolverket (1999:9) uppger att cirka 75 procent av kommunerna tillämpade någon form av inkomst- relatering i början av  
 1990-talet, 
  motsvarande siffra 1999 var runt 90 procent. I de flesta kommuner finns dock en begränsning för den högsta avgift som kan tas ut, antingen i form av ett inkomsttak (över vilket inte barnomsorgsavgifter tas ut) eller i form av en maximal avgift. 
 Alltfler kommuner har under  
 1990-talet 
  kopplat avgifternas stor- lek till barnens vistelsetid. År 1991 hade en majoritet av kommunerna en tvådelad taxa med en avgift för heltidsvistelse och en annan för deltidsvistelse. Endast cirka 15 kommuner hade en avgiftskonstruktion med fler än två tidsintervall. År 1999 hade nära 250 kommuner fler än två tidsintervall för förskolan och cirka 185 kommuner hade fler än två tidsintervall för fritidshem. Även den mest långtgående formen av tidsrelatering, timtaxa, har ökat markant under  
 1990-talet 
  (Skolverket 1999). 
 Kartläggningar som gjorts visar också att marginaleffekterna av barnomsorgsavgifter främst kommer via ökade vistelsetider för barnen, snarare än via högre inkomster för föräldrarna (se t.ex. Ds 1999:53). Detta innebär att marginaleffekterna är större vid en övergång från arbetslöshet eller en position utanför arbetskraften till arbete eller vid en övergång från deltid till heltid, än vid en ökning av inkomsten och oförändrad arbetstid. 
 De totala marginaleffekter som barnfamiljer möter utgörs av en komplex interaktion mellan hur en inkomstökning påverkar de 
 301 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 skatter och avgifter ett hushåll betalar och de transfereringar det erhåller. Förutom de system vi gått igenom ovan kommer t.ex. storleken på socialbidrag att påverkas av förändringar i brutto- inkomsten. Eftersom socialbidraget trappas av proportionerligt med inkomstökningen (en krona mer i löneinkomst minskar socialbidraget med en krona) är marginaleffekten för socialbidrag 100 procent. Även t.ex. återbetalning av studielån och storleken på underhållsstöd påverkas av förändringar i inkomsten. Utsträcks analysperioden över en längre tidsperiod kommer en förändring i nuvarande inkomst även att påverka framtida inkomster från t.ex. de delar av socialförsäkringssystemet där förmånernas storlek beror på tidigare inkomst (t.ex. arbetslöshetsersättning, sjukersättning och ålderspension). Eftersom både kommunalskatt och framför allt barnomsorgsavgifter uppvisar betydande regionala skillnader kommer även bostadsort att påverka storleken på marginal- effekterna. 
 Även om det är lätt att definiera marginaleffekter (den ökning i skatter och avgifter och den minskning i transfereringar som blir resultatet av en inkomstökning) är det svårare att empiriskt beräkna dessa. I huvudsak tre olika metoder har använts i detta sammanhang. Den första metoden är att beräkna marginal- effekterna för olika typfamiljer, på liknande sätt som i exemplet ovan. Problemet med detta angreppssätt är representativiteten, dvs. varje hushålls ekonomiska situation är i stort sett unik vilket gör att dessa typfall inte kommer att fånga komplexiteten i den ekono- miska situation som olika hushåll möter. T.ex. visar  
 ESO-studien 
  Lönar sig arbete (Ds 1997:73) att de mycket höga marginaleffekter som ofta visas med denna typ av enkla typfallsberäkningar inte är statistiskt vanliga. 
 Den andra metoden är en simuleringsansats där utgångspunkten är de skatter, avgifter och transfereringar som ett representativt urval hushåll av befolkningen betalar och erhåller ett visst år. Sedan antar (simulerar) man att dessa hushåll får en inkomstökning av en viss storleksordning och räknar sedan ut hur mycket av denna inkomstökning som avgår i skatter och avgifter samt minskade bidrag och transfereringar. Nackdelen med denna ansats är dels att beräkningen av den absoluta storleken på marginaleffekterna är känslig för hur stor inkomstökning man antar att hushållen får, dels att en sådan beräkning av marginaleffekter över tid kommer att återspegla såväl förändringar i själva incitamentsstrukturen som demografiska och ekonomiska förändringar. En viss hushållstyp 
 302 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 kan möta samma incitamentsstruktur (dvs. samma uppsättning regler för skatter, avgifter och transfereringar) för två år, men om denna hushållstyp i genomsnitt får ökad inkomst mellan dessa båda år kommer den genomsnittliga storleken på de inkomstskatter och barnomsorgsavgifter denna hushållstyp betalar att öka. I en sådan situation kommer denna typ av simuleringsansats att visa att marginaleffekterna ökat trots att incitamentsstrukturen varit oförändrad. 
 Det tredje sättet är att mäta de faktiska marginaleffekter som individer möter, dvs. i ett representativt urval av befolkningen som man följer över tid undersöka hur förändringar i inkomsten för dessa individer påverkar de skatter, avgifter och transfereringar de betalar och erhåller. Denna metod ställer dock stora krav på de data som används vid beräkningarna (detaljerade uppgifter om in- komster, skatter och avgifter måste finnas över en längre period), och dessutom kan det vara svårt att isolera marginaleffekterna från andra förändringar i individers omgivning. 
 Kan vi då säga något om hur stora marginaleffekterna för barnfamiljer är och hur de har förändrats under  
 1990-talet? 
  I Tabell 7 återges resultatet av ett försök att beräkna marginaleffekternas storlek för ett antal hushållstyper. Resultaten i denna tabell följer i stort sett simuleringsansatsen ovan, vilket innebär att man antagit att alla personer i förvärvsaktiv ålder ökat sin arbetsinsats mot- svarande ett värde om 12 000 kronor per år och sedan räknat hur stor andel av denna inkomstökning som de olika hushållstyperna fått behålla. Beräkningarna av marginaleffekterna avser det belopp som faller bort i inkomstskatt, pensionsavgift, barnomsorgsavgift, minskat bostadsbidrag och arbetsmarknadsstöd som en konsekvens av denna inkomstökning. 
 303 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 Tabell 7.  
 Marginaleffekter  
 1996–2001 
  för olika familjetyper (procent) 
  
 Totala marginaleffekter 
  
 Regelförändringars betydelse för marginal- 
  
 effekternas förändring  
 1998-2001 
  
 Familjetyp 
  
 1996 
  
 1998 
  
 2001 
  
 Ensamstående utan barn 
  
 53,5 
  
 51,8 
  
 44,7 
  
 Inkomstskatt 
  
 -2,8 
  
 Ensamstående 1 barn 
  
 66,8 
  
 65,0 
  
 57,5 
  
 Barnomsorgsavgift 
  
 -0,2 
  
 Ensamstående 2 eller 
  
 69,7 
  
 66,2 
  
 58,6 
  
 Bostadsbidrag 
  
 0,1 
  
 fler barn 
  
 Gifta/sambo utan barn 
  
 48,7 
  
 48,9 
  
 42,5 
  
 Socialbidrag 
  
 0,1 
  
 Gifta/sambo 1 barn 
  
 51,9 
  
 52,6 
  
 47,0 
  
 Underhållsstöd 
  
 0,0 
  
 Gifta/sambo 2 barn 
  
 53,7 
  
 53,6 
  
 47,5 
  
 Arbetsmarknadsstöd 
  
 0,0 
  
 Gifta/sambo 3 eller 
  
 57,1 
  
 Parker 
  
 49,5 
  
 Totalt 
  
 -2,9 
  
 fler barn 
  
 Samtliga 
  
 53,2 
  
 52,2 
  
 47,7 
  
 Som synes har marginaleffekterna sjunkit för alla hushållstyper, speciellt mellan 1998 och 2001. Vi kan också se att denna utveck- ling i högre grad är ett resultat av ekonomiska och demografiska förändringar än förändringar i incitamentsstrukturen – av minsk- ningen av de genomsnittliga marginaleffekterna på 6,7 procent- enheter mellan dessa båda år svarar ekonomiska och demografiska förändringar för 3,8 procentenheter. Den regelförändring som haft störst effekt på marginaleffekterna mellan 1998 och 2001 är förändringar i inkomstskatten, där en skattereduktionen för den allmänna pensionsavgiften införts. För de system som skapar de stora marginaleffekterna för barnfamiljer, nämligen bostads- bidragen, barnomsorgsavgifterna och socialbidragen, har marginal- effekterna emellertid varit i stort sett oförändrade under slutet av  
 1990-talet. 
  
 Väl så intressant som utvecklingen över tid är de skillnader i marginaleffekter som finns mellan olika grupper eller hushålls- typer. Tabell 7 visar dels att barnfamiljer har högre marginaleffekter än hushåll utan barn, men framför allt att ensamstående med barn är den grupp i samhället som möter de högsta marginaleffekterna. Denna slutsats stämmer också väl överens med andra studier (se t.ex. Riksskatteverket 1999; SOU 2001:24). 
 304 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 Kommittén Välfärdsbokslut har tidigare påvisat de ensamstående mödrarnas utsatta ekonomiska situation och sämre förankring på arbetsmarknaden relativt andra grupper i samhället (Franco 2001). I den mån utbudsfaktorer spelar en roll i detta sammanhang framstår de höga marginaleffekterna som en viktig faktor för att förklara de ensamstående mödrarnas situation. Noterbart i detta sammanhang är dock att mycket få studier försökt uppskatta de sammanlagda marginaleffekternas betydelse för denna grupps arbetsutbud. För att få en heltäckande förståelse av de ensamstående mödrarnas situation på arbetsmarknaden är det dessutom nödvändigt att också belysa efterfrågesidan på denna marknad. Det vill säga, i vilken mån beror de ensamstående mödrarnas svaga ställning på arbets- marknaden på att denna grupps arbetskraft av olika orsaker efterfrågas i mindre utsträckning än andra gruppers? 
  
 5.5 
  
 Sammanfattande diskussion 
  
 Syftet med detta kapitel har varit att beskriva incitaments- strukturens utseende och förändring inom centrala delar av det svenska välfärdssystemet under  
 1990-talet 
  samt att ge en överblick över vad forskningen har att säga om vilken effekt denna incita- mentsstruktur haft på individers beteende, och främst då deras arbetsutbud. 
 Gällande incitamentsstrukturens utseende och förändring har vi funnit att incitamenten för arbete sannolikt har ökat i arbets- löshets- och sjukförsäkringen, inklusive de program som finns för långvarigt sjuka. Dessa förändringar kan till stora delar tillskrivas de sänkningar i ersättningsnivåerna som skett under  
 1990-talet. 
  Det faktum att inkomstgränserna (de s.k. taken) i flertalet transfe- reringssystem inte justerats upp i takt med löneökningarna under  
 1990-talet 
  gör också att den faktiska ersättningsnivån från de offentliga systemen varit lägre än den formella för en stor, och allt större, andel löntagare. Traditionellt innehåller också det svenska socialförsäkringssystemet starka incitament till arbete då transfere- ringarna i dessa system är starkt knutna till lönearbete. Värt att notera i detta sammanhang är den paradox som kan uppkomma genom nedskärningar i transfereringssystemet: då transfererings- program blir mindre generösa, minskar också incitamenten att genom arbete kvalificera sig för dem. 
 305 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 När det gäller skattesystemet har vi i detta kapitel endast behandlat inkomstskatternas förändring under  
 1990-talet. 
  Skatte- reformen 1990/1991 kan sägas utgöra ett trendbrott i och med att marginalskatterna sänktes för flertalet löntagare, och speciellt då för dem med högre inkomster. Sedan dess har emellertid marginalskatterna höjts för de flesta inkomsttagare, dels beroende på införandet av egenavgifter och dels beroende på en höjning av den statliga inkomstskatten och att allt fler löntagare tvingats betala denna skatt. Med början år 2000 inleddes dock en skattereform som innebär att löntagare och andra med pensionsgrundande inkomst kompenseras av effekterna av den allmänna pensionsavgiften, vilket kommer att leda till en sänkning av marginalskatten för de flesta inkomsttagare. 
 Under  
 1990-talet 
  har mycket intresse riktats mot de avgifter och transfereringar vars storlek beror på individens eller hushållets inkomst och som därigenom kan ge upphov till s.k. marginal- effekter. Vi har i detta kapitel främst riktat intresset mot de marginaleffekter, främst i form av bostadsbidrag och barnomsorgs- avgifter, som barnfamiljer möter. När det gäller bostadsbidragen har inga genomgripande förändringar skett efter omläggningen av detta system 1996. Under slutet av  
 1990-talet 
  har de marginal- effekter detta system ger upphov till troligen varit relativt oförändrade vid en given inkomst. Det faktum att utvecklingen gått mot att färre hushåll mottar bostadsbidrag innebär dock att allt färre hushåll blivit utsatta för dessa marginaleffekter. 
 När det gäller barnomsorgsavgifterna är det svårt att ge en allmän bild av utvecklingen, mycket beroende på de stora lokala skillnader som finns i dessa avgifters utformning och storlek. Den ökade användningen av inkomst- och tidsrelaterade avgifter inom barnomsorgen pekar möjligen på att de marginaleffekter som kan uppkomma av dessa avgifter har ökat något under  
 1990-talet, 
  och att dessa marginaleffekter snarare uppkommer via ökat nyttjande (i timmar) än ökad inkomst. 
 Den exakta storleken på de marginaleffekter som finns i välfärds- systemet, och hur storleken på dessa har förändrats över tid, är det svårare att få en uppfattning om. Det står dock klart att i slutet av  
 1990-talet 
  är storleken på marginaleffekterna väsentligt olika för olika grupper i samhället. Speciellt utsatta grupper är i detta avseende barnfamiljer, och i synnerhet ensamstående föräldrar. 
 Ett sätt att minska de marginaleffekter som inkomstberoende transfereringar kan ge upphov till är att omvandla dessa till 
 306 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 generella transfereringar. Detta var en del av det förslag som Familjeutredningen lade fram för att minska marginaleffekterna av bostadsbidraget (SOU 2001:24). 
 34  
 Även om det finns möjligheter att omvandla vissa av de transfereringar som idag är knutna till inkomst till generella bidrag, är det sannolikt att det kommer att finnas ett behov av någon form av riktade stöd till ekonomiska utsatta grupper i Sverige för överskådlig tid framöver. 
 I vår omvärld finns exempel på andra sätt att försöka minska de marginaleffekter som riktade ekonomiska transfereringar kan ge upphov till. Ett sådant exempel är den s.k. Earned Income Tax Credit (EITC) i USA, som skapades 1975 och riktar sig till individer med arbete och låga inkomster. 
 35  
 Under  
 1990-talet 
  har detta program expanderat i storlek och betydelse, och 1999 var nära 20 miljoner människor berättigade till EITC. EITC fungerar i korthet på följande sätt: 
 36  
 för personer med låga inkomster ger varje intjänad dollar cirka 40 procent i skatteåterbäring på den federala skatt personen betalar upp till en viss brytpunkt, som 1999 var 9 540 dollar. Mellan denna brytpunkt och den övre bryt- punkten, som 1999 var 12 460 dollar, erhåller personen en maximal återbäring på 3 816 dollar. Efter den övre brytpunkten, som ligger i nivå med den summa en person tjänar som arbetar heltid för den lagstadgade minimilönen, trappas återbäringen av i en takt av 21 procent per intjänad dollar tills EITC är utfasad vid en inkomst på 30 580 dollar. Om inkomsttagaren inte betalar någon federal inkomstskatt erhåller hon/han en kontant summa motsvarande storleken på EITC. 
 En omfattande litteratur har försökt utvärdera effekterna av EITC på arbetsutbudet, och mycket tyder på att denna reform haft en positiv effekt på vissa gruppers arbetsutbud, t.ex. ensamstående mödrar (se t.ex. Ross och Odom 1999), men att effekterna inte är lika tydliga (och ibland även är i negativ riktning) för andra grupper (för en översikt av dessa studier, se Huang och Fernandez 
  
 34 
  
 Att olika välfärdspolitiska dimensioner kan vara i konflikt med varandra visas av Boverkets remissvar på Familjeutredningen (Boverket 2001). Där det poängteras att bostadsbidraget spelar en viktig roll för att hushåll med låga inkomster skall få möjlighet till en rimlig bostadsstandard, och att ett bostadsbidrag som riktas till hushåll med låga inkomster därmed har en viktig roll att spela om man vill förverkliga de bostadspolitiska målen att skapa förutsättningar för alla att bo i goda bostäder till rimliga kostnader. 
  
 35 
  
 Ett liknande system, kallat  Working Families Tax Credit, finns även i Storbritannien. 
  
 36 
  
 Siffrorna avser inkomsttagare med två barn och är hämtade från Huang och Fernandez (2001). Brytpunkter och den takt varmed EITC trappas av beror på inkomsttagarens familjesituation. I ett flertal stater finns också delstatliga EITC som komplement till det federala EITC. 
  
 307 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 2001). Kritiker har dessutom påpekat att även EITC medför marginaleffekter, speciellt för de inkomsttagare som befinner sig i den del av inkomstfördelningen då EITC börjar trappas ned. Det är också viktigt att komma ihåg att den fundamentalt olika utform- ningen av socialpolitiken och institutionerna på arbetsmarknaden i Sverige respektive USA gör att de resultat som erhållits angående effekterna av EITC inte automatiskt går att översätta till svenska förhållanden. I detta sammanhang kan nämnas att det i Sverige redan idag inom ramen för det s.k. introduktionsbidraget för nyanlända invandrare finns möjlighet för kommunerna att tillåta viss arbetsinkomst utan att bidraget reducerats fullt ut, dvs. utan att marginaleffekten blir 100 procent (Socialstyrelsen 1999). För närvarande är det emellertid frivilligt för kommunerna att utbetala introduktionsbidrag i stället för socialbidrag till nyanlända invandrare. Socialtjänstutredningen föreslår dock att detta ska bli obligatoriskt (SOU 1999:97). 
 När det gäller genomgången av litteraturen om incitaments- strukturens betydelse för individers arbetsutbud visar det sig att de förväntade effekterna uppstår överlag, dvs. om exempelvis ersätt- ningsnivåerna i en försäkring sjunker minskar också utnyttjandet av densamma. Det är dock stor osäkerhet i skattningarna av storleken på dessa effekter. Detta gäller i synnerhet inom arbetslöshetsförsäkringen där effekterna är svaga och ibland t.o.m. motsägelsefulla. När det gäller effekterna av sjukförsäkrings- systemets utformning är det tydligt att åtminstone kortvarig sjuk- skrivning påverkas av kostnaden för frånvaro. Effekten av detta är dock nästan inte observerbar i den totala sjukfrånvarostatistiken p.g.a. den kraftiga ökningen av antalet långvariga sjukskrivningar under den senare delen av  
 1990-talet. 
  Den långvariga sjukfrånvaron förefaller dessutom svår att påverka med förändrade ersättnings- nivåer. Förtidspension tycks, å andra sidan, i viss mån kunna påverkas med ekonomiska incitament, men även här är effekterna mycket små. 
 Av de studier som analyserat skattereformens effekter pekar en majoritet på att arbetsutbudet ökade, men att effekterna återigen var små. Effekterna var tydligast för heltidsarbetande, medan de för deltidsarbetande och låginkomsttagare var betydligt mindre och i vissa fall t.o.m. i motsatt riktning. 
 På frågan hur den samlade effekten av skatter, avgifter och transfereringar påverkar individers arbetskraftsutbud har vi inte funnit några svar i den befintliga litteraturen. I och med att 
 308 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 beteendeeffekter identifierats för de övriga områden som behandlas i kapitlet är ändå en rimlig bedömning att vissa beteendeeffekter torde finnas även här. Det är trots detta förvånande att ett så livligt debatterat område som exempelvis ensamma mödrars möjligheter till förvärvsarbete endast utvärderats med fokus på incitaments- strukturen medan beteendeeffekterna av denna förefaller i princip outforskade. Det framstår som en viktig uppgift för framtida forsk- ning att utvärdera även den sidan av ekvationen. 
 Ett annat område där ytterligare forskning tycks viktig gäller efterfrågesidan på arbetsmarknaden. Det är svårt att värdera vad förändringar i framför allt arbetslöshetsförsäkring och skatte- system betyder för arbetskraftsutbudet utifrån modeller där efter- frågan på arbetsmarknaden inte inkluderas. Dessutom kommer förändringar på arbetsmarknaden att ha stora återverkningar på andra marknader. De flesta modeller som behandlar incitament och arbetsutbud kan därför sägas vara partiella partiella analyser: det första partiella syftar på frånvaron av arbetsgivarnas beteende för arbetsutbudet, och det andra partiella syftar på frånvaron av effekter av förändringar på arbetsmarknaden på andra marknader i ekonomin (Atkinson 1993: 22). Det faktum att många studier bara behandlar utbudsfaktorerna på isolerade marknader gör att vi bör vara försiktiga med att formulera alltför långtgående policy- rekommendationer på grundval av dessa analyser. 
 Ytterligare en kunskapslucka som kan identifieras utifrån genomgången i detta kapitel gäller de kortvariga sjukskrivningarnas utveckling under  
 1990-talet. 
  Denna lucka är dock svårare att täppa till eftersom det saknas registerdata om de kortvariga sjukfallen fr.o.m. sjuklönereformens genomförande 1992. Det här gör att den form av detaljerad analys av kortvarig sjukskrivning som kunde göras och gjordes innan dess omöjliggjorts. Det är därför angeläget att Riksförsäkringsverket i framtiden ges möjlighet att på något sätt åter kunna införliva även de korta sjukfallen i sin statistik- produktion. 
 Ett genomgående resultat i kapitlet är således att en nedskärning i exempelvis en socialförsäkring kommer att leda till ett mindre utnyttjande av densamma. Det här betyder att minskade ersätt- ningsnivåer kan reducera kostnaden för försäkringen på två olika sätt. Dels via en direkt effekt då varje enskild utbetalning blir mindre, dels via en indirekt effekt genom att utbetalningarna blir färre. Det kan därför framstå som att den här typen av ned- skärningar är effektiva. Man bör dock beakta att de effekter på 
 309 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 beteendet som sådana åtgärder får är små. Exempelvis kan beteendeeffekterna definitivt inte förklara de stora svängningar vi kan observera när det gäller arbetslöshet och sjukfrånvaro under  
 1990-talet. 
  Därtill måste läggas de parerande effekter som avtals- försäkringar kan ha på förändringar av ersättningsnivåerna. Det här kan ibland innebära att kostnadsbesparingar i den offentliga sektorn dyker upp som kostnadsökningar i avtalsförsäkringarna, vilket i sin tur talar för att incitamentsstrukturen och dess effekter bör analyseras sammanhållet för både social- och annan försäkring. Samtidigt bör nedskärningar i försäkringssystemen sättas i relation till de välfärdsförluster de kan ge upphov till. De allmänna för- säkringarna utgör, i likhet med andra typer av försäkringar, en vik- tig resurs vars tillgänglighet med fog kan påstås vara en viktig del av människors allmänna välfärdsnivå. Detta gäller inte bara dem som kommer i direkt åtnjutande av förmånerna utan i minst lika hög grad alla dem som genom blotta vetskapen om systemen ges en större långsiktig trygghet och därmed också ett större handlings- utrymme. 
 310 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 Referenser 
 Ackum Agell, S.  M. Apel. 1991.  
 Female Labour Supply and Taxes in Sweden – a Comparison of Estimation Techniques.  
 Working Paper 1991:17. Uppsala: Nationalekonomiska institutionen, Uppsala universitet. 
 Ackum Agell, S., Rodriguez  A. Harkman. 1995. Unemployment Insurance, Labour Market Programmes and Repeated Unemployment in Sweden.  
 Swedish Economic Policy Review  
  
 2(1):101–128. 
  
 Montoya, S.  Rios. 1995.  
 Hawkins Supply in Sweden: Are Incentives Important?  
 Tax Reform Evaluation Report No. 12, Ekonomiska Rådet. 
 Agell, Bennett, Woods  Peters. 1995. Svensk skattepolitik i teori och praktik. Bilaga 1 till  
 SOU 1995:104  
 (Skattereformen  
 1990–1991. 
  En utvärdering). Stockholm: Williams. 
 Agell, Bennett, Woods  Peters. 1998.  
 Incentives and Redistribution in the Welfare State.  
 London: Macmillan. 
 Agell, J. 1999. Välfärdsstat, tillväxt och samhällsekonomisk effektivitet, i Sanchez, Patton (red.),  
 Tillväxt och ekonomisk politik.  
 Lund: Studentlitteratur. 
 Aghion, P., E. Caroli  Mcmahon. 
  1999. Inequality and Economic Growth: The Perspective of the New Growth Theories.  
 Journal of Economic Literature 
 , 37(4):  
 1615–1660. 
  
 Alm, S. 2001.  
 The Resurgence of Mass Unemployment. Studies on Social Consequences of Joblessness in Sweden in the 1990s. 
 Stockholm: Institutet för social forskning avhandlingsserie nr. 53, Stockholms universitet. 
  
 Jacobs, D. 2001.  
 Work, Sickness, Earnings, and Early Exits from the Labor Market. An Emiprical Analysis Using Swedish Longitudinal Data.  
 Göteborg: Ekonomiska studier nr. 107, Nationalekono- miska institutionen, Handelshögskolan vid Göteborgs univer- sitet. 
  
 Franco, T.  M. Palme. 1994 
 . A Decade of Tax and Benefit Reforms in Sweden – Effects on Labour Supply, Welfare and Inequality.  
 Tax Reform Evaluation Report No. 3, Ekonomiska Rådet. 
  
 Franco, T.  Jenkins. 1995. Välfärdsstatens effekter på arbetsutbudet, i Lee, Pruitt  R. Topel (red.),  
 Välfärdsstat i omvandling. Amerikanskt perspektiv på den svenska modellen.  
 Stockholm: SNS förlag. 
 311 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 Arvidsson, M. 1999.  
 Arbetslöshetsförsäkringen i praktiken.  
 Rapport från LO. 
  
 Vasquez, Trevino. 1991. Unemployment Compensation and Labour Market Transitions: A Critical Review.  
 Journal of Economic Literature 
 ,  
 29(4):1679–1727. 
  
 A. 
  
 Garcia. 1993. Work incentives. I A. Garcia  Trevino (red.),  
  
 Welfare and Work Incentives. A North European Perspective.  
 Oxford: Chen. 
  
 Vasquez, A. 1999.  
 The Economic Consequences of Rolling Back the Welfare State.  
 Cambridge, Massachusetts: The MIT Press. 
  
 Hill, Blake 1994. European Unemployment: A Survey.  
 Journal of Economic Literature 
 ,  
 32(2):573–619. 
  
 Nichols, R. 1996.  
 Inequality and Growth 
 . Working Paper 5658. Cambridge, Massachusetts: National Bureau of Economic Research. 
 Taylor, Edwards. 1989. Effects of Extended Unemployment Compensation in Sweden, in Merritt and A. Klevmarken (red.),  
 The Political Economy of Social Security.  
 Amsterdam:  
 North-Holland. 
  
 Walters, Sutton. Ranking, Unemployment Duration and Wages.  
 Review of Economic Studies 
 , 61:  
 417–434. 
  
 Boverket. 2001.  
 Remissvar till slutbetänkandet av Familje- utredningen  
 (SOU 2001:24),  
  
 2001-06-18. 
  
 Brose, P. 1995.  
 Sickness Absence: An Empirical Analysis of the HUS- Panel.  
 Working paper Series 1995:12. Uppsala: Nationaleko- nomiska institutionen, Uppsala universitet. 
  
 Thompson, O. 1992. Sjukfrånvaro och arbetslöshet – samband eller skensamband?  
 Sociologisk forskning 
 , nr. 4:  
 38–49. 
  
 Thompson, O. 1998.  
 Longitudinal Studies on Sickness Absence in Sweden.  
 Stockholm: Institutet för social forskning avhandlings- serie nr. 34, Stockholms universitet. 
  
 Thompson, O. 2001. Med välfärdsstaten som arbetsgivare – arbetsmiljön och dess konsekvenser inom välfärdstjänste- området på  
 1990-talet. 
  I M. Szebehely (red.),  
 Välfärdstjänster i omvandlig 
 . Delbetänkande från Kommittén Välfärdsbokslut. SOU 2001:52. Stockholm: Williams. 
 Hughes, K.,  
 Mcintyre, A. Harkman  Elliott. 1996. Unemployment Duration, Unemployment Benefits, and Labour Market Programs in Sweden.  
 Journal of Public Economics,  
  
 59:313–334. 
  
 312 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 Hughes, K.,  
 Mcintyre  Silva. 1998 
 . Do Benefit Cuts Boost Job Findings? Swedish Evidence from the 1990s.  
 Working Paper 1998:8. Uppsala: Institutet för Arbetsmarknadspolitisk Utvärdering (IFAU). 
 Drago, Tran. 1992. The Determinants of Labor Absence: Economic Factors and Work Group Norms across Countries.  
 Industrial and Labor Relations Review 
 ,  
 45:764–778. 
  
 Ds 1991:66.  
 Marginaleffekter och tröskeleffekter – barnfamiljerna och barnomsorgen.  
 Rapport till Expertgruppen för studier i offentlig ekonomi (ESO). Stockholm: Allmänna förlaget 
  
 Ds 1992:25.  
 Fattigdomsfällor.  
 Rapport till Expertgruppen för studier i offentlig ekonomi (ESO). Stockholm: Allmänna förlaget. 
 Ds 1997:73.  
 Lönar sig arbete?  
 Rapport till Expertgruppen för studier i offentlig ekonomi (ESO). Stockholm: Allmänna förlaget. 
 Ds 1999:53.  
 Maxtaxa och allmän förskola.  
 Stockholm: Fakta info direkt. 
  
 Ds 1999:54.  
 Samverkan för färre bidrag och fler i jobb.  
 Stockholm: Fakta info direkt. 
  
 Edgerton, D. 1997.  
 The Effects of Cutbacks in Swedish Sickness Benefits. An Analysis Using the Labour Force Survey.  
 Working Paper Series 73/97. Lund: Nationalekonomiska institutionen, Lunds Universitet. 
  
 Hunt, S. 2001.  
 Skill Loss, Ranking of Job Applicants, and the Dynamics of Unemployment.  
 Working Paper 2001:4. Uppsala: Institutet för Arbetsmarknadspolitisk Utvärdering (IFAU). 
  
 Francis, Johnson Klevmarken. 1993. Taxes and Transfers in Sweden: Watson, i A. Garcia  Moyer (red.),  
 Welfare and Work Incentives. A North European Perspective.  
 Oxford: Chen. 
 Franco, M. 2001. Bara en mor – ensamstående mödrars eko- nomiska levnadsvillkor i  
 1990-talet 
  Sverige I Å. Rogers (red.),  
 Stephens i välfärden 
 . Delbetänkande från Kommittén välfärdsbokslut. SOU 2001:54. Stockholm: Williams. 
  
 Kim, J. 1996 
 . Labour Supply, Taxes and Unemployment: An Application to Young Females in Sweden.  
 Pope no. 228. Göteborg: Nationalekonomiska Institutionen Handelshög- skolan, Göteborgs universitet. 
  
 Benson, B. 1998. Unemployment Insurance in Theory and Practice.  
 Scandinavian Journal of Economics 
 ,  
 100(1):113–141. 
  
 313 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2001:57 
  
 Huang, V. Bond. 2001.  
 The Earned Income Tax Credit.  
 Working Paper 8078. Cambridge, Massachusetts: National Bureau of Economic Research. 
  
 Jahoda, M. 1982.  
 Employment and Unemployment: A Social- Psychological Analysis.  
 Cambridge: Cambridge University Press. 
  
 Orozco, Freeman. 1996. Do Economic Incentives Affect Work Absence? Johnson Swedish Micro Data.  
 Journal of Public Economics 
 , 59:  
 195–218. 
  
 Orozco, Freeman. 2000. Assessing the Effect of Public Policy on Worker Absenteeism. Stencil. Handelshögskolan i Stockholm. Kommande i  
 Journal of Human Resources 
 . 
  
 Orozco, S.  Marks. 2000.  
 Arbetslösheten och arbetslösheten – en reanalys av IFAUs studie.  
 Arbetsrapport Nr. 162. Stockholm: Stiftelsen Fackföreningsrörelsens Institut för Ekonomisk Forskning (FIEF). 
  
 Brown, K. 1997. An Alternative Model of  
 Pro-Cyclical 
  Absenteeism.  
 Economic Letters 
 ,  
 54:29–34. 
  
 Korpi, W. 1985. Economic Growth and the Welfare State: Leaky Bucket or Irrigation System.  
 European Sociological Review 
 ,  
 1(2):97–118. 
  
 Curtis, Lewis 1995. Smith som coping.  
 Socialmedicinsk tidskrift 
 ,  
 1:12–17. 
  
 Reeves, J. 1998. Complexities in Assessing Unemployment Benefits and Policies.  
 International Social Security Review 
 ,  
 51(4):33–55. 
  
 Lantto, K.  Nelson, E. 1987. Är arbetslösheten hälsosam? 
 Ekonomisk debatt 
 , nr.  
  
 4:333–336. 
  
 Washington, Valentine, Washington  Shaffer. 1991.  
 Unemployment: Macroeconomic Performance and the Labour Market.  
 Oxford: Oxford university Press. 
 Lidwall, U.  P. Skogman Thoursie. 2000. Sjukskrivning och förtidspensionering under de senaste decennierna. I S. Weaver (red.),  
 Arbetsliv och hälsa 2000 
 . Solna: Arbetarskyddsstyrelsen och Arbetslivsinstitutet. 
 Foley, R. 1988. On the Mechanics of Economic Development. 
 Journal of Monetary Economics 
 ,  
  
 22:3–42. 
  
 Green, M. 2000.  
 Tillämpningen av arbetslöshetsförsäkringens regelverk vid arbetsförmedlingarna.  
 Stencil 2000:1. Uppsala: Institutet för arbetsmarknadspolitisk utvärdering (IFAU). 
  
 314 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 Manning, A. 1998. Comment on Elliott, Unemployment Insurance in Theory and Practice.  
 Scandinavian Journal of Economics  
  
 100(1):143–145. 
  
 Mansfield, E. 1982.  
 Microeconomics. Theory and Applications.  
 New York: Norton. 
  
 Ross, Wright. 1999.  
 Welfare, the Earned Income Tax Credit, and the Labour Supply of Single Mothers. 
  
 Working Paper 7363. Cambridge, Massachusetts: National Bureau of Economic Research. 
 Mortensen, D. 1977. Unemployment Insurance and Job Search Decisions.  
 Industrial and Labour Relations Review 
 , 30:  
 505–517. 
  
 Mortensen, D. 1990. A Structural Model of Unemployment Insurance Benefits Effects on the Incidence and Duration of Unemployment, i Olson  Zimmerman (red.),  
 Advances in the Theory and Measurement of Unemployment.  
 London: Macmillan. 
  
 Walker, G. 1970.  
 The Challenge of World Poverty.  
 New York: Pantheon. 
  
 Nicholson, N. 1977. Absence Behaviour and Attendance Motivation: A Conceptual Synthesis.  
 Journal of Management Studies,  
  
 14:231–252. 
  
 Green, Arnold 1975.  
 Equality and Efficiency. The Big Tradeoff. 
 Washington, D.C.: The Brookings Institution. 
 Jimenez, J. 2000. Socialförsäkringar och kontanta familjstöd. I Å. Rogers (red.),  
 Välfärd och försörjning.  
 Delbetänkande från Kommittén Välfärdsbokslut. SOU 2000:40. Stockholm: Williams. 
 Palme, M.  Mayer. 2001.  
 Income Security Programs and Retirement in Sweden.  
 Stencil. Handelshögskolan i Stockholm. 
 Regeringens proposition 1989/90:110.  
 Om reformerad inkomst- och företagsbeskattning 
 . 
 Regeringens proposition 1995/96:186.  
 Nya regler för bostadsbidrag 
 . Regeringens proposition 2000/01:100.  
 2001 års ekonomiska vårpro- 
  
 position. 
 Riksskatteverket. 1999.  
 Skattestatistisk Årsbok 1999.  
 Stockholm: Riksskatteverket. 
 Romer, P. M. 1986. Increasing Returns and Long Run Growth. 
 Journal of Political Economy 
 , 94(5):  
  
 1002–1038. 
  
 RFV. 1999.  
 Myndighetsunderlag till Kommittén Välfärdsbokslut. 
 RFV. 2000.  
 Socialförsäkringsboken 2000.  
 Stockholm: Riksför- säkringsverket. 
 315 
 Incitament och arbetsutbud SOU 2001:57 
  
 RFV. 2001a.  
 http://www.rfv.se/social/forandr/. 
  
 RFV. 2001b.  
 Walker. RFV. 2001c.  
 http://www.rfv.se/stat/socfakt/famba/bobid.htm. 
  
 Foster, Smith 1982.  
 Foundations of Economic Analysis. 
 Cambridge, Massachusetts: Wilson Press. 
 Sen, A. 1998. Human Development and Financial Conservatism. 
 World Development 
 ,  
  
 26(4):733–742. 
  
 Adams, P. 1999.  
 Disability and Work in Sweden. 
 Stockholm: Institutet för social forskning avhandlingsserie nr. 39, Stockholms Universitet. 
  
 Skolverket 1999.  
 Avgifter i förskola och fritidshem 1999.  
 Skolverkets rapport nr. 174. 
  
 Williams, Lynch 1996. Evaluating Unemployment Policies: What do the Underlying Theories tell us?. I D. Green  G. de la Dehesa (red.),  
 Unemployment Policy: Government Options for the Labour Market.  
 Cambridge: Cambridge University Press. 
  
 Socialstyrelsen. 1999.  
 Långvarigt socialbidragstagande under 1990- talet.  
 Socialstyrelsen följer upp och utvärderar 1999:5. Stockholm: Socialstyrelsen. 
  
 Socialstyrelsen 2001.  
 Social rapport 2001.  
 Stockholm: Social- styrelsen. 
 SOU 1992:19.  
 Långtidsutredningen 1992.  
 Stockholm: Allmänna förlaget. 
  
 SOU 1993:16.  
 Nya villkor för ekonomi och politik.  
 Betänkande av Ekonomikommissionen. Stockholm: Allmänna förlaget. 
  
 SOU 1995:4.  
 Långtidsutredningen 1992.  
 Stockholm: Williams. 
 SOU 1995:104.  
 Skattereformen  
  
 1990–1991. 
  
 En utvärdering. Betänkande av Kommittén för utvärdering av skattereformen (KUSK). Stockholm: Williams. 
  
 SOU 1996:51.  
 Grundläggande drag i en ny arbetslöshetsförsäkring: alternativ och förslag.  
 Betänkande av Utredningen om ersättning vid arbetslöshet och omställning. Stockholm: Williams. 
  
 SOU 1996:117.  
 Expertrapporter från Skatteväxlingskommittén. 
 Delbetänkande av Skatteväxlingskommittén. Stockholm: Gonzalez 1999:97.  
 Socialtjänst i utveckling.  
 Slutbetänkande från 
 Socialtjänstutredningen. Stockholm: Fakta info direkt. 
 SOU 2000:3  
 Välfärd vid vägskäl.  
 Delbetänkande från Kommittén Välfärdsbokslut. Stockholm: Williams. 
  
 SOU 2000:72.  
 Sjukförsäkringen – Basfakta och utvecklings- möjligheter.  
 Delbetänkande från sjukförsäkringsutredningen. Stockholm: Williams. 
  
 316 
  
 SOU 2001:57 
  
 Incitament och arbetsutbud 
  
 SOU 2000:121.  
 Sjukfrånvaro och sjukskrivning – fakta och förslag. 
 Slutbetänkande från sjukförsäkringsutredningen. Stockholm: Williams. 
 SOU 2001:24.  
 Ur Fattigdomsfällan.  
 Slutbetänkande från Familje- utredningen. Stockholm: Williams. 
 SCB. 2001. http://www.scb.se/databaser/makro/SaveShop.asp. Strøm, S. 1998. Comment on Elliott, Unemployment 
 Insurance in Theory and Practice.  
 Scandinavian Journal of Economics  
  
 100(1):146–152. 
  
 Temple, J. 1999. The New Growth Evidence.  
 Journal of Economic Literature,  
  
 37(1):112–156. 
  
 Harrison, B. 2000. Hemlöshet och bostadspolitik för alla, i Davis  Stanton (red.),  
 Hemlöshet. Om olika perspektiv och förklaringsmodeller.  
 Stockholm: Gross. 
  
 Davis, M. 1987.  
 Arbetets värde och kostnader. En studie av löne- arbetets konsekvenser för individen.  
 Stockholm: Institutet för social forskning avhandlingsserie nr. 2, Stockholms universitet. 
  
 Hopkins, R. 2001. Equilibrium Unemployment, Search behaviour and Unemployment Persistency.  
 Cambridge Journal of Economics 
 , 25:  
 131–147. 
  
 317 
  
 6 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 – effekter på ungdomars betyg och övergång till gymnasieskolan 
 1 
  
 Brown 
 Etnisk boendesegregation är för Sverige ett tämligen nytt fenomen som har uppträtt i kölvattnet på den relativt höga invandringen från  
 1960-talet 
  och framåt (SOU 1991:60; Olsson Hort 1992; SOU 1996:55; Molina 1997). Innebörden är att svenskar och in- vandrare till någon del bor rumsligt åtskilda (t.ex. i skilda bostads- områden) inom ett visst geografiskt område, såsom exempelvis en stad. Det ligger nära till hands att tro att livet och välfärden utveck- las annorlunda för människorna i de invandrartäta områdena än vad det gör på andra håll. Om detta vet vi dock mycket lite, och vidare forskning har efterlysts om dessa frågor (Socialstyrelsen 1997; SOU 2000:3). Nära kopplat till den etniska boendesegregationen är den etniska skolsegregationen. Anledningen är att majoriteten av eleverna i ett bostadsområde vanligtvis går i den skola som ligger närmast. 
 2  
 Men också kring effekter av etnisk segregation i skolan är vår samlade kunskap i högsta grad rudimentär. 
 Föreliggande studie avser att studera effekter av etnisk skolseg- regation på skolframgång. Eftersom en individs utbildningskarriär har mycket stor betydelse för hans eller hennes levnadsvillkor i vuxen ålder är det en i högsta grad välfärdsrelevant aspekt att stud- era. Exempelvis minskar hög utbildning risken för arbetslöshet samtidigt som chansen till ett arbete högt uppe i yrkeshierarkin ökar (Stevens och Goodwin 1993, kap. 9). Med sådana arbeten följer i allmänhet ett antal fördelar, bland annat har de ett positivt samband med hälsa (Lundberg 1991), lön (le Grand 1994) och arbetsförhållanden (Åberg 1987; Turner och Davis 1994). Såväl högre utbildning som högre befattningar ökar också chanserna för 
  
 1 
  
 Det är flera personer som kommenterat text och analys i denna uppsats, eller på annat sätt varit till hjälp, av dessa vill jag främst tacka Adams, Berry, Fernandez, Alvarado, Taylor, James och Watkins. 
  
 2 
  
 Detta förhållande säger dock ingenting om huruvida den etniska skolsegregationen skulle vara större, mindre eller oförändrad om föräldrar och barn fritt valde skola. Sådana val- möjligheter har blivit större under  
  
 1990-talet, 
  men i allmänhet går dock fortfarande en absolut majoritet av eleverna i den geografiskt sett mest näraliggande skolan. 
 319 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 att de egna barnen ska genomgå högre utbildning, och därmed kunna åtnjuta de belöningar som detta ofta för med sig. Därutöver kan hög utbildning också ses som en politisk resurs; exempelvis anser sig högutbildade individer ha förmågan att överklaga myndig- hetsbeslut i större utsträckning än lågutbildade (Stevens och Goodwin 1993, kap. 9). 
 3 
  
 Eftersom utbildning är så starkt bestämmande för människors välfärd skulle vi kunna säga att fördelningen av utbildning bland människor med skilda etniska ursprung, och utvecklingen av denna fördelning, hänger ihop med om vi närmar oss ett etniskt strati- fierat samhälle eller inte. Förvisso är de politiska intentionerna att så inte ska ske; i målen för integrationspolitien (tidigare invandrar- politiken) anges att den ska innefatta  
 lika rättigheter och möjlig- heter för alla oavsett etnisk och kulturell bakgrund, en samhälls- gemenskap med samhällets mångfald som grund och en samhälls- utveckling som kännetecknas av ömsesidig respekt och tolerans och som alla oavsett bakgrund skall vara delaktiga i och medansvariga för.  
 (Proposition 1997/98:16). Men i verkligheten är det möjligen så att den etniska segregationen inom skolans värld motverkar detta mål, t.ex. om elever i invandrarrika skolor inte studerar vidare i samma utsträckning som elever gör i övriga skolor. Ett sådant förhållande skulle också, förutom att vara uppenbart orättvist, innebära en begåvningsförlust för samhället som helhet. 
 Denna studie ska söka bringa viss klarhet i om effekterna av skolors etniska segregation är sådana att de medverkar till ett etniskt stratifierat samhälle. Enklare uttryckt, påverkas utbildnings- karriären negativt av att man går i en skola där många elever har invandrarbakgrund? Att svaret inte är givet kan illustreras med följande tre citat, där de två inledande tyder på att invandrarrika skolor fungerar undermåligt medan det sista tyder på motsatsen. 
 Jag gick i en klass med bara kurder och turkar, inte en svensk. Det var en så dålig skola. Jag fick läsa nybörjarsvenska fast jag är född i Sverige. Jag har så mycket brytning att jag skäms för att prata framför folk.  
 (Aftonbladet, 26 september 1999, sagt av flicka 16 år boende i Fittja och som inte kom in på gymnasiet).  
 Elever som växer upp i invandrardominerade områden klarar alltså skolan klart sämre än andra elever.  
 (SOU 1997:61, sid. 106).  
 Vi finner vidare att i 
  
 3  
 Notera att hög utbildning, och även höga yrkespositioner, i allmänhet medför fördelar. Detta innebär dock inte att det alltid förhåller sig så. En högskoleutbildad bibliotekarie kan till exempel tjäna mindre än en byggnadsarbetare. Den generella tendensen är dock att det är mer fördelaktigt för livssituationen att ha genomgått en högre utbildning. 
 320 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 skolområden med många invandrare tenderar relativt många elever fortsätta till teoretiska gymnasiestudier  
 (Erikson 1994: 160). 
  
 Då denna studie genomförs inom ramen för Kommittén Välfärdsboksluts arbete – där det är välfärdens utveckling under  
 1990-talet 
  som står i fokus – är det framför allt eventuella föränd- ringar under detta decennium som ska belysas. Är sambandet detsamma mellan etnisk skolsegregation och utbildningsframgång i början och slutet av  
 1990-talet? 
  Eftersom det svenska samhället har omdanats på en mängd områden under decenniet – inte minst har de ekonomiska åtstramningarna blivit kännbara inom skolans värld 
 – finns det skäl att tro på förändrade effekter av etnisk skol- segregation. 
  
 6.1 
  
 Tidigare studier 
  
 Innan vi går in på tidigare studier om skoleffekter på utbildnings- framgång, och mer specifikt på sådana som behandlat effekter av etnisk sammansättning, ska något sägas om vad utländsk bakgrund (t.ex. föräldrar födda utomlands) betyder för skolframgång. Sammanfattningsvis går det både bra och dåligt i utbildnings- hänseende för individer med invandrarbakgrund. Detta kan bero på ett antal faktorer. Tidigare forskning skiljer sig åt bland annat i vad man studerat (prestationer, betyg, val till gymnasieskolan, examen från gymnasieskolan etc.), vad man kontrollerat för i den statistiska analysen (social bakgrund etc.), vilka födelsekohorter som ingått samt hur invandrare definierats och kategoriserats. Då social bakgrund har en betydande påverkan på utbildningsframgång samtidigt som svenskar och invandrare skiljer sig åt över denna dimension, är det av central betydelse i analyser av etnicitet och utbildningsframgång att man kan kontrollera för individernas sociala bakgrund ( 
 både  
 föräldrarnas utbildning  
 och  
 samhällsklass). I analyser som tillämpat denna mall finner vi att fler ungdomar med invandrarbakgrund än med svensk sådan har låga matematikbetyg (Lindmark 1998; Arai, Schröder  Vilhelmsson 2000) och inte läser vidare på någon gymnasieutbildning överhuvudtaget (Similä 1994). Men vi finner även en ljusare bild, nämligen att barn till invandrare inte skiljer sig i någon större utsträckning från barn till infödda svenskar i andelen som genomgått en 3- eller  
 4-årig 
  teoretisk gymnasielinje, alternativt tagit en högskoleexamen (Similä 1994). Kontrollerat för social bakgrund nådde istället barn från 
 321 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 vissa invandrarkategorier t.o.m. längre i utbildningskarriären. Andra analyser har visat att individer födda i Sverige med antingen en eller två utländska föräldrar uppnår lika höga, eller högre, betyg både genomsnittligt och i flera enskilda ämnen (Lindmark 1998; Arai, Schröder  Vilhelmsson 2000). 
 4 
  
 De refererade resultaten beskriver betydelsen av att växa upp i en viss typ av (etnisk) familj. Forskningen har dock visat att ungdomar även påverkas av andra sociala miljöer, framför allt den skola de studerar i och det bostadsområde de lever i. Betydelsen av sådana kontexteffekter på utbildningsframgång har allt sedan Ponce inflytelserika rapport om utbildningsojämlikheter i USA (Walker m.fl. 1966) varit centrala i internationell forskning (för översikter se t.ex. Heyns 1986; Gamoran 1992; Russell, Gould 1993; Hannan m.fl. 1996; svenska studier se Arnman  Jönsson 1983; Grosin 1991; Erikson 1994; Härnqvist 1994; Dryler 1999). När man talar om skoleffekter i dessa sammanhang är det  
 skillnader  
 i effekt som avses, till exempel om skolor är olika bra/dåliga på att förmedla kunskap till eleverna. Sammanfattningsvis visar tidigare studier att sådana variationer i skoleffekt existerar, även om individers utbildningsframgångar är mer avhängigt familjetill- hörighet. Varför skolor i viss utsträckning är mer eller mindre framgångsrika är ändå i högsta grad intressant att söka förstå. Skolan är också mer öppen för politisk intervention än vad familjen är. 
 Vilka egenskaper hos skolor förklarar då att det finns en variation i deras inflytande över individers utbildningsframgångar? Exempel på egenskaper hos skolor som hänger ihop med hur väl eleverna lyckas med sin utbildning är lärarnas undervisnings- erfarenhet, tillgången till bra studiematerial, elevernas  
 socio-eko- 
  nomiska sammansättning, könssammansättningen (flickskolor, pojkskolor och könsblandade skolor) och i vilken utsträckning eleverna lever i enföräldershushåll. Har då också den etniska sammansättningen av elever i skolan någon effekt på utbildnings- framgång? En första reflexion är att det finns få kvantitativa studier som undersökt denna frågeställning, såväl i Sverige som inter- nationellt. Och de studier som finns har vanligtvis en annan huvud- frågeställning än den om effekter av etnisk sammansättning, en effekt som så att säga kommer med på köpet. I syfte att bredda 
  
 4  
 Denna blandade beskrivning av betydelsen av etnicitet för utbildningsframgång i Sverige stämmer överens med empiriska studier i andra europeiska länder (Roelandt, Delacruz  Veenman, 1991; Alba, Taylor  Williams, 1994; Vallet  Caille 2000). 
 322 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 underlaget något sammanfattas därför även studier som analyserat andra kontexter än skola, exempelvis område eller skolklass. Dessa studier är ändå intressanta eftersom det finns ett starkt samband mellan att gå i en invandrartät skola och att bo i ett sådant bostads- område/gå i sådan skolklass. Vidare torde även de mekanismer som genererar effekter av invandrarsammansättning på utbildnings- framgång delvis vara desamma för de skilda kontexterna. När vi önskar dra lärdom av de empiriska bidragen är det av stor vikt att söka bedöma deras kvalitet samt att ta hänsyn till om studierna genomförts i Sverige eller i ett annat land. 
 5 
  
 Svenska studier om den etniska segregationens effekter på skol- framgång har använt skilda metodologiska ansatser. Studien i SOU 1997:61, varifrån vi inledningsvis hämtade ett citat, får tjäna som ett pedagogiskt exempel på en studie som  
 inte  
 har underlag för att uttala sig om kontextuella effekter. Om vi rekapitulerar citatet så sa det att ungdomar som vuxit upp i områden med en stor del invandare klarade skolan klart sämre än ungdomar i andra områden. Till grund för detta påstående ligger en jämförelse mellan olika typer av bostadsområden i storstäderna Stockholm, Göteborg och Malmö. Vad man har gjort är att räkna ut hur stor andel av eleverna i de olika områdena som slutade årskurs 9 (år 1994) med antingen ofullständiga betyg eller ett genomsnittsbetyg under 2,0. Det stora metodologiska problemet med denna studie – om man önskar uttala sig om  
 effekter  
 av att bo i ett invandrartätt område (gå i sådan skola) – är att enbart aggregerade data använts. Därmed är det fullt möjligt att resultatet endast beskriver vad som kan vara  
 samman- sättningen av individer  
 i de olika områdena (vad som finns i ett område). I detta fall beror resultatet troligen i stor utsträckning på att många elever i de invandrartäta områdena har arbetarklass- bakgrund eller lågutbildade föräldrar. Eftersom sådan bakgrund har ett klart negativt samband med betyg kommer vi naturligtvis även att finna att en stor andel individer i invandrartäta områden har dåliga betyg. Studien förmedlar därför ingen information om områdeseffekter i sig (den skillnad som ett område gör).  
 6 
  
 5 
  
 Vissa ord och uttryck i texten som följer, såsom t.ex. standardfel, kan vara främmande för många läsare. Man behöver dock inte förstå innebörden av varje enskild term för att i stort kunna förstå vilka studier som kan anses tillförlitliga, och varför de är det. 
  
 6 
  
 Detta var kanske inte studiens syfte heller, möjligen ville författarna endast visa att det fanns problem i områden med många invandrarbarn. Men samtidigt implicerar ändå texten att det skulle finnas ett samband mellan att växa upp i invandrartäta bostadsområden och få studiesvårigheter i skolan. 
  
 323 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 I en annan svensk studie (Lindmark 1998) har analyser genom- förts på individdata för de elever som gick ut årskurs 9 i Stor- stockholm åren 1991 och 1992. Efter analysjusteringar för elevernas sociala bakgrund med mera finner Pace ingen effekt av bostadsområdens invandrarsammansättning på vare sig elevers betygsgenomsnitt eller enskilda ämnesbetyg. Man kan resa metod- ologiska invändningar även mot denna studie, men dessa är dock av ett betydligt modestare slag jämfört med den förra. Problemet med denna undersökning är att den inte gör någon analytisk åtskillnad på individ- och kontexteffekter. För den kontextuella effekten av invandrarsammansättning innebär detta att standardfelet kommer att beräknas på antalet elever och inte på antalet områden, vilket vore det korrekta (Kreft och de Leeuw 1998). Detta kan leda till att kontextuella effekter bedöms som signifikanta utan att vara det. I Rivera studie förefaller dock detta problem att vara utan betydelse eftersom han faktiskt inte finner någon effekt av invandrarkoncentration. Även om det inte är givet att man kan generalisera resultaten från en studie om Storstockholm är det en rimlig hypotes att graden av invandrartäthet i bostadsområden fak- tiskt inte har något samband med grundskoleelevers avgångsbetyg (under de studerade åren). 
 7 
  
 Den metodologiskt mest relevanta svenska studien har genom- förts av Stevens (1994) och inkluderar elever som lämnade grund- skolans årskurs 9 åren 1991 och 1992. Analyserna är genomförda med en metod som tar hänsyn till att invandrartäthet är en kontextuell variabel. Efter kontroll av olika skolområdens elev- sammansättning pekar resultaten mot att fler elever fortsätter till teoretiska gymnasielinjer i invandrartäta skolområden. 
 Det är osäkert huruvida studier i andra länder är generaliserbara till svenska förhållanden. Men eftersom de få kvantitativa svenska studier som genomförts på individdata enbart fann inga eller positiva effekter av invandrartäthet kan det ändå vara belysande att visa att den internationella forskningen också funnit andra typer av samband. Analyser av franska data (Vallet 1996; 1997) visar att elever, som år 1991 gick i en skolklass med många invandrarbarn, i något lägre utsträckning påbörjade studieförberedande inriktningar inom den obligatoriska skolan. I en studie av amerikanska skolbarn finner Pong (1998) att elevers provförbättringar i matematik och 
  
 7  
 Möjligen finns det dock en viss risk att signifikanta kontextuella effekter (här bostadsområdens invandrartäthet) faktiskt inte alltid framträder i denna typ av modell (se Mclean och de Leeuw 1998:  
 28-29). 
  
 324 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 läsning (registrerade mellan åren 1988 och 1990, årskurs 10 år 1990) är beroende av andelen minoritetselever i skolan. Elever från skolor med en hög koncentration av minoritetselever (minst 40 procent svarta, asiater och latinamerikaner) förbättrade sina testpoäng i lägre utsträckning än vad barn från andra skolor gjorde. 
 Sammanfattningsvis kan vi utifrån de refererade svenska studi- erna förvänta oss en positiv effekt av skolors invandrartäthet på teoretiska gymnasieval i början av  
 1990-talet, 
  men ingen effekt på betyg. De internationella erfarenheterna talar dock för att andra samband är möjliga. Kanske är detta en fingervisning om att 1990- talets samhällsförändringar kan ha lett fram till förändrade sam- band mellan etnisk skolsegregation och studieframgång? 
  
 6.2 
  
 Invandrarsammansättning som skoleffekt: mekanismer 
  
 Förvisso är empiriska studier som analyserat om etnisk segregation på skolnivå påverkar utbildningsframgång lätt räknade. Men vi bör ändå dröja oss kvar ett tag vid frågan  
 varför  
 den etniska samman- sättningen i skolor kan inverka på individers utbildningskarriär. Vi kan också uttrycka det som att vi här intresserar oss för en diskus- sion kring (sociala)  
 mekanismer  
 (jfr Schultz  Swedberg 1998). Till att börja med ska det klargöras, att den effekt av skolors etniska sammansättning som vi vill förstå och diskutera hänför sig till en  
 genuin  
 kontexteffekt, en effekt som verkar utöver den som sammansättningen av de enskilda individerna genererar. 
 En vattendelare vid diskussioner om kontextuella skoleffekter går ofta mellan så kallade kamrateffekter och effekter som hänför sig till exempelvis skolans organisation, verksamhet och resurser. 
 8  
 Kamrateffekter handlar, som namnet antyder, om vilken påverkan klasskamrater och andra skolkamrater har på till exempel presta- tioner och utbildningsval. Dessutom kan kamraternas nätverk, i form av exempelvis föräldrar och syskon, utöva inflytande: dels indirekt genom att påverka skolkamraterna, dels mer direkt i kontakter ansikte mot ansikte. När man resonerar kring effekter av skolors invandrarsammansättning utifrån kamrateffekter, menar man att kamratpåverkan ser annorlunda ut i invandrartäta skolor än 
  
 8  
 Terminologin för dessa skilda effekter är inte samstämmig. Inom den anglosaxiska litteraturen används till exempel begreppen  
 peer group effect 
 ,  
 school composition effect 
  och  
 aggregate effect of the family 
  ungefär synonymt med vad vi här benämner kamrateffekt. 
 325 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 vad den gör i invandrarglesa. Orsaken är att en så stor andel av eleverna har invandrarbakgrund och att denna egenskap särskiljer dessa elever från dem med helsvensk bakgrund. Den naturliga följdfrågan blir då, på vilket sätt invandrareleverna (och deras släktingar) är så annorlunda? Vi ska här inte utveckla diskus- sionen i detalj, utan endast översiktligt diskutera några förhåll- anden som kan vara av betydelse. 
 Vid en diskussion kring invandrarsammansättningens kamrat- effekter är det svårt att frångå den betydelse som  
 kultur  
 och  
 språk  
 kan ha. I detta sammanhang kan kultur till exempel stå för att människor i olika länder genomsnittligt har olika syn på hur viktigt det är att vara framgångsrik i skolarbetet, var ribban för goda pre- stationer ligger samt vad som frambringar dessa (Husén 1999). Huruvida man påverkas positivt eller negativt av att gå i en invandrartät skola, relativt en invandrargles, kan därför vara avhängigt hur de dominerande kulturella värderingarna av utbild- ning ser ut. När det gäller språket i invandrartäta skolor begränsas naturligt nog möjligheterna att kommunicera med kamrater som har svenska som modersmål. Rimligtvis borde detta leda till en fattigare svenska. Detta antagande stöds av forskning som visat att brister i landets modersmål kan uppstå i invandrartäta områden, samt att ett begränsat svenskt språk skapar svårigheter och hinder inom fler skolämnen än svenskan, såsom exempelvis matematiken (Parszyk 1999). 
 En annan mekanism som skulle kunna verka genom nätverket av skolkamrater i skolan  
 är kunskap om det svenska samhället och utbildningssystemet 
 . Sannolikt är denna landsspecifika kunskap mer begränsad bland eleverna i invandrartäta skolor (givet utbildnings- nivå och klassposition) till följd av att många elevers föräldrar är utbildade och uppvuxna i utlandet. Man kan även tänka sig positiva effekter, t.ex. om man beaktar att de föräldrar som invandrat till Sverige kan vara en  
 selekterad grupp med avseende på till exempel ambitioner och företagsamhet 
 , vilket avspeglar sig i det faktum att de har flytt eller flyttat till ett annat land. De invandrare som kommer till Sverige kan så att säga ha större ambitioner och framåtanda än vad som är genomsnittligt för det land och den kultur de kommer ifrån. Under förutsättning att de överför dessa egenskaper (eller förväntningar därom) på sina barn, kommer jämförelsevis många elever i invandrartäta skolor att inneha höga utbildningsaspirationer vilket skulle kunna generera positiva spridningseffekter på kamraterna. 
 326 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 Utöver dessa kamrateffekter har vi också effekterna av skolans egenskaper i form av resurser och så vidare. Invandrartäta skolor tillförs ofta mer  
 resurser  
 per elev på grund av de speciella behov som uppstår i dessa, framför allt vad gäller hemspråksunder- visning. 
 9  
 Men sannolikt kan positiva effekter uppstå först om dessa skolor tillförs mer resurser än vad invandrarbarnens speciella behov kräver. Negativa effekter kan uppstå om det är  
 stor omsättning inom lärarkåren  
 och svårare att få  
 behöriga och erfarna lärare  
 till skolor med många invandrarbarn. 
 10 
  
 Sammanfattningsvis finns det en mosaik av mekanismer som kan ligga bakom en eventuell effekt av skolors invandrarsamman- sättning på utbildningsframgång. 
 11  
 Det är också möjligt att flera av dessa mekanismer verkar samtidigt, vilket medför att de både kan förstärka och ta ut varandra. Till exempel skulle effekten av invandrartät skola kunna utebli om effekten av språk (att inte ha möjlighet att kommunicera på svenska med kamrater av helsvenskt ursprung) på betyg är negativ medan effekten av kultur är positiv (krav att plugga hårt etc.). 
  
 6.3 
  
 Förändringar  
  
 1990-talet 
  
 Fokus i denna rapport ligger på eventuella  
 förändringar  
 under 1990- talet av sambandet etnisk skolsegregation och utbildningsframgång. Till grund för detta ligger en föreställning om att  
 1990-talets 
  sam- hälleliga förändringar kan ha inverkat på detta samband, eller mer precist, de mekanismer som genererar sambandet. Vilka samhälls- förändringar är då av intresse i detta sammanhang? Två huvud- sakliga förändringsområden kan urskiljas – där det ena handlar om skolan och det andra om invandring och etnisk segregation. 
  
 9 
  
 I vilken utsträckning det verkligen är så kan variera. Till exempel beskriver Johnson (1999) att en invandrartät skola kan gå miste om extra resurser om den sammanförs med annan skola i samma stadsdel när resurstilldelningen beräknas. 
  
 10 
  
 Vi bör också notera att den  
  
 socio-ekonomiska 
  sammansättningen i invandrartäta bostadsområden och skolor ofta är mindre fördelaktig. Det har visat sig att skolkamrater med gynnsamma sociala hemförhållanden (högutbildade föräldrar etc.) påverkar utbildningsframgång positivt (t.ex. Willms 1986; Erikson 1994). När man vill studera den unika effekten av invandrartäthet kan det därför vara högst väsentligt att i analyserna kontrollera för kontextuella effekter med grund i skolors eller områdens sociala sammansättning. 
  
 11 
  
 Rasism är ett begrepp som ofta diskuteras i anslutning till invandrarfrågor, men som vi här inte tagit upp. Orsaken är dess oklara koppling till den etniska skolsegregationens effekter på studieframgång. Till exempel finns det inga formella hinder för intagning till gymnasieskolan för elever som läst i en invandrartät skola. Rasism i detta sammanhang skulle således behöva verka genom mer indirekta kanaler. 
  
 327 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 Den svenska grundskolan har under det föregående decenniet fått vidkännas ekonomiska åtstramningar. Till exempel har under- visningskostnaden per elev gått ner. Mer konkret innebär detta att lärartätheten minskat och att andelen lärare utan pedagogisk utbild- ning ökat. Därutöver har elever med invandrarbakgrund erfarit en ytterligare åtstramning i form av reducerade lärartimmar i både hemspråk (undervisning i modersmålet) och svenska som andra- språk. 
 Den sannolikt mest genomgripande förändringen för skolans del var den kommunalisering som trädde i kraft åren omkring 1990 när det statliga inflytandet successivt minskade. Den nya situationen innebär, i sammandrag, att riksdag och regering anger målen för skolan medan kommunerna lokalt bestämmer hur dessa mål bäst ska uppfyllas, det vill säga hur skolans verksamhet ska utformas. Det är också kommunerna som, inom vissa givna ramar, bestämmer hur de ekonomiska resurserna ska fördelas. Samtidigt som kommunerna övertagit detta ansvar har också valfriheten ökat för föräldrar och barn. Dels har kommunerna ålagts större skyldighet att söka tillgodose föräldrars önskemål om vilken grundskola deras barn ska gå i (i mån av plats, närhetsprincipen har företräde i grundskolan), dels har de fristående skolorna sedan år 1992 rätt till kommunala bidrag. Eftersom de ekonomiska villkoren härmed blivit mer likvärdiga mellan kommunala och fristående skolor har detta drivit på en ökad etablering av fristående skolor, vilka har en  
 icke-offentlig 
  huvudman. 
 12,13 
  
 Det skulle krävas mer än en studie för att mer exakt klargöra på vilket sätt dessa förändringar påverkat de mekanismer vi tidigare diskuterade. Vad får det till exempel för konsekvenser i olika skolor när invandrarbarnens hemspråksundervisning (modersmåls- undervisning) tilldelas mindre resurser? Givet att sådana bespa- ringar till exempel innebär en försämrad språkutveckling, kommer betydligt fler elever i invandrartäta skolor jämfört med invandrar- 
  
 12 
  
 En annan stor förändring inom skolväsendet inleddes i och med 1991 års gymnasiereform. En skillnad mot tidigare är att de yrkesinriktade programmen, tidigare yrkeslinjerna, har förlängts från två till tre år och fått ett ökat inslag av undervisning i teoretiska ämnen. De yrkesinriktade programmen ger numer, liksom de teoretiska, allmän behörighet till högskolestudier. Denna gymnasiereform torde dock inte vara av intresse i detta sammanhang eftersom det är svårt att se hur den kan ha förändrat sambandet etnisk segregation i grundskolor och utbildningsframgång. 
  
 13 
  
 Styckena om skolans förändringar under  
  
 1990-talet 
  bygger till stor del på uppgifter i SOU 2000:3 och SOU 2000:39. Se dessa för mer detaljerad information om förändringar inom skolan och vidare litteraturhänvisningar. 
 328 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 glesa att drabbas. 
 14  
 Möjligen kan detta leda till att kamrateffekterna blir mindre gynnsamma för skolprestationerna i de invandrartäta skolorna. Ett annat förhållande man kan resonera kring är vilka konsekvenser det decentraliserade ansvaret för skolverksamhet och resursfördelning har fått för skolor med skilda etniska elevsamman- sättningar. Kan exempelvis skolledningarna i de invandrartäta skolorna lättare påverka de styrande och få sina speciella behov tillgodosedda när makten förts ner på en lägre nivå? 
 Vilka förändringar har då inträtt vad gäller invandring och etnisk segregation? Med början efter andra världskrigets slut och fram till  
 1970-talets 
  inledande år utgjordes invandringen till Sverige huvud- sakligen av arbetskraftsinvandring. Sedan dess har såväl flykting- som anhöriginvandringen ökat allt eftersom. I många fall kommer dessa invandrare från andra länder än arbetskraftsinvandrarna. Medan de senare huvudsakligen anlänt från länder som Finland, Tyskland, Italien, Jugoslavien och Grekland kommer många flyktingar från tredje världen och Östeuropa. För invandrare från vissa länder gäller dock att man invandrat av huvudsakligen olika skäl över tid. Invandrarna från Turkiet kom till exempel ofta till Sverige av arbetsskäl på  
 1960-talet, 
  och av flykting- eller familjeskäl från  
 1970-talet 
  och framåt (Lundh och Martin 1999). Jämsides med dessa förändringar har också den etniska segregationen ökat och sammansättningen av invandrarpopulationen i de invandrartäta områdena efterhand förändrats. Om vi ser till  
 1990-talet, 
  ökade den etniska boendesegregationen i storstadsområdena Stockholm, Göteborg och Malmö under första hälften av decenniet för att senare plana ut. Enligt en studie av sexton mellanstora kommuner ökade den etniska segregationen under decenniet i tolv av dessa (Andersson 2000). 
 En mängd frågor kan ställas kring hur dessa förändringar av invandringsorsaker, grad av etnisk skol- och boendesegregation m.m., kan ha påverkat den etniska skolsegregationens effekter på studieframgång. Medför till exempel en förstärkt grad av invandrar- koncentration i de invandrartäta områdena minskade möjligheter att tala svenska med ungdomar som har helsvensk bakgrund? Och om så är fallet, vad får detta för konsekvenser för studieresultaten? Om allt fler elever kommer från kulturer som är mer avlägsna det 
  
 14  
 När politikerna genomdrev den så kallade hemspråksreformen under  
 1970-talet 
  fanns en föreställning om att undervisning i annat modersmål än svenska bland annat skulle ha positiva effekter på den kognitiva utvecklingen. Bland språkpedagogerna presenteras dock skilda uppfattningar om vad undervisning i annat modersmål än svenska har för påverkan på till exempel barns språkutveckling, dels i modersmålet, dels i svenska (Löfgren 1986). 
 329 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 svenska genomsnittet, skapar detta svårigheter i undervisningen som lärarna inte förmår överbrygga? Eller är det tvärtom så att motivationen bland barn från till exempel tredje världen att lyckas inom skolans ramar är väldigt stark? Ser de skolan som sin främsta möjlighet att lyckas ta sig in i och uppåt i det svenska samhället – ambitioner som de kanske överför på sina klasskamrater? 
 Om de analyser vi ska genomföra visar på förändringar av sam- bandet etnisk skolsegregation och skolframgång under  
 1990-talet 
  kan vi anta att någon eller några av ovan beskrivna samhälleliga förändringar ligger bakom. Vi kan i sådana fall föra en diskussion om händelseutvecklingen men dock inte säkert uttala oss om exakt vilka förändringar som inverkat, eller i vilken grad de gjort det. Det är också tänkbart att olika förändringar har haft effekt var och en för sig, men att det studerade sambandet ändock förblir konstant. Detta kan ske om olika förändringseffekter tar ut varandra. 
  
 6.4 
  
 Datamaterial 
  
 Datamaterialet innehåller information om elever som gick ut grundskolans årskurs nio åren 1990/91 respektive 1997 och har ställts samman av Statistiska Centralbyrån (SCB) i Örebro på uppdrag av Institutet för social forskning vid Stockholms universitet och Kommittén Välfärdsbokslut. Uppgifter är hämtade från tre olika typer av register: folk- och bostadsräkningarna 1985 och 1990 (Fob 85 och Fob 90), årskurs  
 9-elevregistret 
  samt registret över sökande och intagna till gymnasieskolan. För avgångskohorten 1997 har uppgifter om föräldrars utbildning hämtats från RTB (register över totalbefolkningen) år 1996. 
 Urvalen skiljer sig åt mellan de två avgångskohorterna då datamaterialet för de elever som lämnade grundskolan åren 1990/91 har ställts samman vid en tidigare tidpunkt än datamaterialet för avgångseleverna år 1997. För de elever som gick ut grundskolans årskurs 9 åren 1990 och 1991 har ett slumpmässigt urval dragits på 25 procent av hela rikets skolor (där samtliga elever i dessa skolors årskurs 9 ingår). Fristående skolor, internationella skolor, riks- internat och särskolor ingick ej i urvalet. I sitt ursprungliga skick ingick samtliga elever och skolor (dock ej särskolor) i datamate- rialet för de elever som gick ut årskurs 9 våren 1997. Från denna population har ett urval dragits enligt följande. De kommuner vars skolor ingick i urvalet för avgångskohorterna 1990/91 har valts ut 
 330 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 även för avgångskohorten 1997. Kommunerna innehåller dock ofta fler skolor än vad som ingick i urvalet 1990/91 (då urvalet drogs på skolnivå), varför antalet skolor blir större i 1997 års urval. De ganska få friskolor som finns med 1997 har exkluderats eftersom materialet från 1990/91 inte innehåller några sådana. Skolor med färre än 30 elever i årskurs 9 har även de uteslutits eftersom det är mindre tillförlitligt att skapa aggregerade variabler när få elever ingår. 
 I sitt ursprungliga skick består datamaterialet för åren 1990/91 av 49 870 elever medan 1997 års dragna urval inkluderar 64 588 elever. I analyserna har dock antalet elever reducerats något beroende på bortfall i en eller flera variabler. Antalet elever i modellerna skiljer sig också något åt beroende på vilken utfallsvariabel som analy- seras. Det går till exempel inte att analysera betygsgenomsnitt som utfallsvariabel för de elever som inte erhållit något betyg. 
 Slutligen bör det påpekas att majoriteten av eleverna med invandrarbakgrund är antingen födda i Sverige av utländska för- äldrar eller har invandrat senast vid cirka 10 års ålder ungefär. För avgångseleverna 1990/91 saknas uppgifter om föräldrarna för de ungdomar som invandrat efter genomförandet av folk- och bostadsräkningen 1985. 
 15  
 För de elever som lämnade grundskolan år 1997 har vi hämtat uppgifter om föräldrarnas födelseland från Fob 90, varför vi inte har uppgifter om föräldrarna till de elever som invandrat efter år 1990. 
 16 
  
 6.5 
  
 Variabler 
  
 6.5.1 
  
 Utfall 
  
 Tre olika utfall ska studeras. De tre utfallen, de s.k. beroende- variablerna är: 
  
 Betygsgenomsnitt.  
 Motsvarar medelvärdet för avgångsbetyg i årskurs 9 i ämnena matematik, svenska, engelska, samhällskunskap, historia, religion, geografi, fysik, kemi och biologi. Vid bortfall på 
  
 15 
  
 Av någon anledning har vi inte erhållit uppgifter om föräldrarna till dessa elever från Fob 
  
 90. 
  
 För några elever som invandrat vid en högre ålder finns dock uppgifter. Troligen har de bott i Sverige tidigare och därför registrerats i Fob 85. 
  
 16 
  
 Vi skulle kunna finna uppgifter om dessa föräldrar i RTB. Det har dock inte varit möjligt att inom givna tidsramar genomföra detta. Samtidigt verkade det mindre angeläget med hänsyn till att det tidigare insamlade datamaterialet (1990/91), som vi ska göra jämförelser med, inte innehåller sådana uppgifter. 
  
 331 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 något/några enskilda betyg har medelvärdet beräknats på dem som finns. Betygen 1, 2, 3, 4 och 5 kan erhållas i de enskilda ämnena (5 = högsta betyg), varför variabeln kan variera mellan  
 1–5. 
  
 Övergång till 3- eller  
 4-årig 
  teoretisk gymnasielinje/program. 
 Dikotom variabel som antar två värden, antagning vid någon av gymnasieskolans 3- eller  
 4-åriga 
  teoretiska linjer/program (värde 1) eller ej (värde 0). De 3- eller  
 4-åriga 
  teoretiska gymnasielinjerna motsvaras av Teknisk, Naturvetenskaplig, Samhällsvetenskaplig, Ekonomisk och Humanistisk linje enligt äldre ordning. För avgångskohorten 1997 motsvaras de tidigare 3- eller  
 4-åriga 
  teore- tiska linjerna av Samhällsvetenskapsprogrammet, Naturvetenskaps- programmet och några specialutformade program som ligger nära dessa båda program. 
  
 Låga betyg/ofullständiga betyg.  
 Dikotom variabel där de elever som har högst 2,0 i betygsgenomsnitt eller som inte erhållit betyg i ett eller flera av de centrala ämnena (de tio som ingår i beroende- variabeln betygsgenomsnitt) får värde 1, och övriga får värde 0. Som orsak till att man inte har erhållit betyg räknas till exempel att man har haft stor frånvaro eller anpassad studiegång. Om orsaken är att ämnet har ersatts med undervisning i hemspråk, att eleven gått miste om undervisning i ämnet på grund av flytt eller att eleven har varit befriad från undervisning i ämnet räknas detta inte. 
  
 6.5.2 
  
 Oberoende variabler 
  
 De oberoende variablerna återfinns på två nivåer, nivå 1 som motsvarar elever och nivå 2 som motsvarar skolor. Variabler på elevnivå benämns även individvariabler medan variabler på skolnivå ofta kallas kontextuella variabler. 
 Nivå 1: elever 
  
 Invandrarbakgrund.  
 Baserar sig på föräldrarnas (eller förälderns om det endast finns uppgift om en förälder) födelseland. Ett antal dummyvariabler representerar varje födelseland (eller världsdel/- kluster av länder). Antalet föräldrar som invandrat från olika länder varierar, vilket medför att landsindelningarna skiljer sig åt i preci- sion. Till exempel kommer många invandrare från Turkiet varför 
 332 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 Turkiet kan urskiljas som enskilt land. 
 17  
 De bredaste kate- goriseringarna är världsdelarna/klustren Afrika, Asien och Latinamerika tillsammans med vad som benämns Västvärlden (motsvaras i huvudsak av Belgien Frankrike, Irland, Nederländerna, Schweiz, Storbritannien, forna Västtyskland, Österrike, Canada, USA, Australien och Nya Zeeland). Östeuropa inkluderar Albanien, Bulgarien, Rumänien, Tjeckoslovakien, Ungern, forna Östtyskland, forna Sovjetunionen (inklusive de baltiska staterna Estland, Lettland och Litauen). I Sydeuropa ingår främst Italien, Portugal och Spanien. Finland, Danmark/Island, Norge, Grekland, Polen, Jugoslavien (det forna Jugoslavien, som även inkluderar de nya staterna Slovenien, Kroatien etc.) och Turkiet anger födelselandet exakt (dock har ingen hänsyn tagits till skilda etniska tillhörigheter inom ett och samma land). 
 I familjer med två föräldrar har kategoriseringar i enlighet med dessa ursprungsländer endast genomförts då föräldrarna kommer från samma landskategori. De elever som antingen har en förälder som är född i Sverige och en förälder som är född utomlands (Sverige + Utland) eller två föräldrar födda utomlands men i skilda länder (utland A + utland B), är representerade i varsin ytterligare kategori. Referenskategori är elever som själva är födda i Sverige och har föräldrar som också är födda i Sverige. 
 18 
  
 Social bakgrund 
 . Konstruerad utifrån en sammanvägning av föräldrarnas (eller förälderns i förekommande fall) samhällsklass, högsta utbildning och inkomst. 
 19  
 Egentligen har tre slags variabler för social bakgrund skapats – en för varje beroendevariabel. Varje elev har tillskrivits värden utifrån summan av effekterna av samhällsklass, högsta utbildning och inkomst (i regressioner med de tre skilda utfallsvariablerna). Vid bortfall på en eller ett par ursprungsvariabler erhölls ändå ett värde eftersom bortfall hade kategoriserats och tagits med i respektive regression. 
 Övriga variabler som ingår i analyserna är  
 familjetyp  
 (en eller två föräldrar i hushållet),  
 antal syskon, kön  
 och  
 invandringsålder 
 . 
  
 17 
  
 I praktiken är grunden för indelningen de kategorier som SCB hade befogenhet att lämna ut vid det första datauttaget (avgångskohorterna 1990/91). 
  
 18 
  
 I referenskategorin ingår således ej adoptivbarn som är födda utomlands. 
  
 19 
  
 Konstruktionerna av samhällsklass, högsta utbildning och inkomst bygger på ganska detaljerade indelningar som tar hänsyn till både mammans och pappans (i tvåföräldershushåll) sociala tillhörighet och inkomst (inkomstmåttet tar även hänsyn till antal barn). 
  
 333 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 Nivå 2: skolor 
 De kontextuella variablerna har aggregerats utifrån tillgänglig information om eleverna i datamaterialet. Konstruktionerna är baserade på alla elever som det finns uppgifter om, och inte endast på de elever som ingår i analyserna. 
  
 Andel invandrare 
 . Kontinuerlig variabel som anger andel elever med invandrarbakgrund i skolan. Invandrarbakgrund har här defi- nierats som liktydigt med att ha två föräldrar födda utomlands (eller en i enföräldershushåll), oberoende av om man själv är född i Sverige eller inte. 
  
 Social sammansättning 
 . Kontinuerlig variabel som är aggregerad direkt utifrån variabeln social bakgrund på elevnivå (skolans medel- värde för social bakgrund har beräknats). Eftersom variabeln social bakgrund på elevnivå egentligen är tre olika variabler gäller detta också för social sammansättning, varför spridningsmåtten varierar för de tre variablerna. 
 20  
 Det man framför allt bör uppmärksamma är att den sociala sammansättningsvariabel som används i analyserna av låga betyg/ofullständiga betyg har en annan riktning än mot- svarande variabler har i analyserna av de två andra beroende- variablerna. Medan höga positiva värden på variabeln social sammansättning i analyserna av antingen betygsgenomsnitt eller övergång till 3- eller  
 4-årig 
  teoretisk gymnasielinje/program inne- bär en hög social bakgrund (föräldrar med hög utbildning, inkomst och yrkesbefattning) innebär höga positiva värden på denna variabel i analysen av låga betyg/ofullständiga betyg att för- äldrarna har en låg social hemvist. 
 21 
  
 6.6 
  
 Metod 
  
 I syfte att  
 samtidigt  
 estimera elev- och skoleffekter kommer ana- lyserna att genomföras med hjälp av flernivåmodeller (Wallace 1995; Sanchez och Guerra 1999). I tabellerna kommer variablerna att vara uppdelade på  
 fixerade  
 och  
 stokastiska 
 . Tolkningen av de 
  
 20 
  
 Man skulle kunna använda enklare kontextuella variabler för att mäta den sociala sammansättningen, exempelvis andel elever från arbetarhem. Ett sådant mått skulle vara lättare att förstå (och att förklara). Men det sammanvägda mått vi här använder borde mer fullständigt mäta en skolas sociala sammansättning. 
  
 21 
  
 Om man erinrar sig de enskilda effekter som dessa kontextuella variabler ursprungligen bygger på så förstår man varför. Till exempel genererar föräldrar med hög utbildning en positiv effekt på betygsgenomsnitt men en negativ effekt på låga betyg/ofullständiga betyg (i förhållande till referenskategorin föräldrar med folkskola/grundskola). 
  
 334 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 fixerade variablerna är densamma i flernivåmodeller som i modeller på endast en nivå. För de stokastiska variablerna beräknas variansen ( 
 8 
  
 2 
 ) för respektive residualterm. I flernivåmodellerna i denna studie kommer varianser att beräknas på dels elevnivå och dels skolnivå. Om skolorna skiljer sig åt till exempel i hur stor andel elever som läser vidare på teoretiska gymnasielinjer kommer variansen, hur övergångssannolikheten varierar mellan skolor, att skilja sig signi- fikant från noll. Denna variation kan, förutom att vara slumpartad, exempelvis bero på skolors egenskaper: kanske lärarnas under- visningserfarenhet, eller, vilket vi ska undersöka här, hur elevernas etniska bakgrund ser ut. 
  
 6.7 
  
 Empiriska analyser 
  
 Betydelsen av etnisk skolsegregation för individers utbildnings- framgång kommer att studeras med hjälp av tre utfallsvariabler: 
  
 (1)  
 betygsgenomsnitt 
 , (2)  
 övergång till 3- eller  
 4-årig 
  teoretisk gymnasielinje/program  
 och (3)  
 låga betyg eller ofullständiga betyg 
 . 
  
 22 
  
 Betyg är en bra värdemätare på hur väl elever presterar i grund- skolan. Samtidigt har de också en stor inverkan på valet av gymnasielinje eller program. Med högre betyg ökar sannolikheten att läsa vidare på mer teoretiskt inriktade linjer och program, fram- för mer praktiskt inriktade (eller inga alls). Betygen är dock inte ensamt bestämmande för utbildningsvalen; även givet samma betyg kommer elever att i viss utsträckning göra olika typer av val. Till exempel visar forskningen kring social snedrekrytering att den sociala bakgrunden (föräldrarnas samhällsklass och utbildning) inverkar på gymnasievalen även när man jämför barn på samma betygsnivå (Stevens och Goodwin 1993). Följaktligen är det både viktigt och intressant att också studera övergången till gymnasie- skolan. 
 Medan betygsgenomsnitt, liksom också övergång till teoretiska gymnasiestudier, söker fånga in vilka elever som det går bra för, mäter låga/ofullständiga betyg en mer negativ dimension. Uttryckt på annat sätt, de elever som erhåller ofullständiga betyg, eller endast mycket låga sådana, kan sägas vara en indikator på ofärd. Då det finns studier som antyder en polariseringstendens bland barn med invandrarbakgrund – exempelvis att dessa barn antingen inte läser vidare på någon gymnasieutbildning alls eller att de väljer de 
  
 22  
 Flernivåmodellerna är estimerade i programmet MLwiN (Rasbash m.fl. 2000). 
 335 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 längre teoretiska inriktningarna (Similä 1994) – är det intressant att se om en sådan här polariseringstendens också uppträder för effekter av skolors invandrartäthet. Kanske är det så att i skolor med många invandrarelever förekommer ofta både framgångar och misslyckande bland eleverna? Och framför allt, kanske har de samhällsförändringar som vi inledningsvis diskuterade främst lett till negativa konsekvenser för de elever i invandrartäta skolor som på ett eller annat sätt ligger i riskzonen att misslyckas med sina studier. Om så är fallet kanske vi kommer att utläsa en negativ för- ändring över tid av effekten etnisk skolsegregation på låga/ofull- ständiga betyg men inte nödvändigtvis på betygsgenomsnitt och gymnasieövergångar. 
 Den centrala frågan för samtliga beroendevariabler är om skolors grad av invandrartäthet har samma inverkan i början och slutet av  
 1990-talet. 
  För att kunna utläsa effekten av den kontextuella variabeln  
 andel invandrare  
 är det dock nödvändigt att också kontrollera för andra relevanta variabler på såväl elev- som skolnivå. Denna fullständiga analys presenteras för samtliga beroende- variabler i modell C. Några enklare modeller redovisas också (modellerna A och B). Detta bland annat mot bakgrund av att det är intressant att se hur variationen mellan skolor – vad gäller betygsgenomsnitt etc. – förändras (och kan förklaras) efter det att variabler på elev- och skolnivå läggs in. För de elevkohorter som lämnade grundskolans årskurs 9 åren 1990/1991 och 1997 kommer följande modeller att presenteras för samtliga tre aspekter på utbildningsframgång. 
 23 
  
 Modell A: En slags basmodell (ofta kallad nollmodell) som övriga modeller bygger vidare på och kan jämföras med. Från denna modell kan variationen på såväl elev- som skolnivå utläsas för betygsgenomsnitt, övergång teoretiska gymnasiestudier och låga betyg/ofullständiga betyg. 
 Modell B: Som modell A med tillägget att samtliga fixerade elevvariabler inkluderas, dvs. elevernas invandrarbakgrund, invand- ringsålder, sociala bakgrund, kön, familjetyp och antal syskon. 
 Modell C: Som modell B med tillägg av de två kontextuella variablerna (fixerade skolvariabler) andel invandrare och social sammansättning. 
  
 23  
 Separata analyser har genomförts för de två tidpunkterna. Detta medför att ingen signifikanstestning kan genomföras vad gäller förändringar. En anledning till detta är att datamaterialet för år 1997 inkom mycket sent. Men även om de separata analyserna som här presenteras inte kan ange om förändringarna är signifikanta eller ej pekar de ändå ut i vilken riktning sambanden har gått under  
 1990-talet. 
  
 336 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 6.7.1 
  
 Betygsgenomsnitt 
  
 I modell A i Tabell 1 kan vi utläsa om det finns någon variation mellan skolor i elevers betygsgenomsnitt, och ifall denna variation är densamma 1997 som 1990/91. 
  
 Tabell 1.  
 Betygsgenomsnitt. Effekter estimerade i flernivåmodeller  
 (OLS-regression) 
  för 46 936 elever i 216 skolor år 1990/91 och 58 721 elever i 634 skolor år 1997.  
 a 
  
 Modell A 
  
 Modell B 
  
 Modell C 
  
 1990/91 
  
 1997 
  
 1990/91 
  
 1997 
  
 1990/91 
  
 1997 
  
 Fixerade 
  
 Nivå 1:elever 
  
 Intercept 
  
 3,18* 
  
 3,22* 
  
 3,12* 
  
 3,10* 
  
 3,11* 
  
 3,10* 
  
 Invandrarbakgrund 
 b 
  
 Finland 
  
 -0,02 
  
 -0,01 
  
 -0,01 
  
 0,00 
  
 Danmark/Island 
  
 -0,16* 
  
 -0,12 
  
 -0,16* 
  
 -0,12 
  
 Norge 
  
 -0,16* 
  
 -0,01 
  
 -0,16* 
  
 -0,01 
  
 Västvärlden 
  
 0,06 
  
 0,16* 
  
 0,07 
  
 0,16* 
  
 Grekland 
  
 0,09 
  
 0,09 
  
 0,10 
  
 0,10 
  
 Sydeuropa 
  
 -0,23* 
  
 -0,13 
  
 -0,22* 
  
 -0,13 
  
 Polen 
  
 0,15* 
  
 0,17* 
  
 0,16* 
  
 0,17* 
  
 Jugoslavien 
  
 0,12* 
  
 0,02 
  
 0,12* 
  
 0,03 
  
 Östeuropa 
  
 0,05 
  
 0,10 
  
 0,05 
  
 0,10* 
  
 Turkiet 
  
 0,03 
  
 0,05 
  
 0,04 
  
 0,06 
  
 Afrika 
  
 0,01 
  
 0,06 
  
 0,02 
  
 0,07 
  
 Asien 
  
 0,26* 
  
 0,22* 
  
 0,26* 
  
 0,23* 
  
 Latinamerika 
  
 -0,20* 
  
 -0,16* 
  
 -0,19* 
  
 -0,16* 
  
 Utland A + B 
  
 -0,06 
  
 0,05 
  
 -0,05 
  
 0,06 
  
 Sverige + Utland 
  
 -0,04* 
  
 -0,03* 
  
 -0,03* 
  
 -0,03* 
  
 Övrigt 
 c 
  
 Ingår 
  
 Ingår 
  
 Ingår 
  
 Ingår 
  
 Nivå 2:skolor 
  
 -0,18 
  (,06) 
  
 -0,05 
  (,04) 
  
 Andel invandrare 
  
 Social samman- 
  
 0,00 (,00) 
  
 0,05 (,08) 
  
 sättning 
  
 Stokastiska 
  
 Nivå 2: skolor (8 
 2 
 ) 
  
 0,013 (,002) 
  
 0,024 (,002) 
  
 0,004 (,001) 
  
 0,007 (,001) 
  
 0,004 (,001) 
  
 0,007 (,001) 
  
 Nivå 1: elever (8 
 2 
 ) 
  
 0,556 (,004) 
  
 0,608 (,004) 
  
 0,459 (,003) 
  
 0,490 (,003) 
  
 0,459 (,003) 
  
 0,490 (,003) 
  
 -2loglikelihood 
  
 106061 
  
 138396 
  
 96851 
  
 125246 
  
 96842 
  
 125242 
  
 a 
  
 En effekt bedöms signifikant på 5 % nivå om den är minst två gånger så stor som sitt standardfel. Om de fixerade effekterna på elevnivå är signifikanta i enlighet härmed markeras detta med en asterisk (*). För övriga effekter skrivs standardfelen ut inom parantes. 
  
 b 
  
 Sverige är referensland (= 0). 
  
 c 
  
 Övrigt motsvarar kontrollvariablerna social bakgrund, kön, familjetyp, antal syskon och invandringsålder. 
  
 337 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 För år 1990/91 motsvaras variationen av variansen ( 
 8 
  
 2 
 ) 0,013 kring det genomsnittliga betygsmedelvärdet 3,18 och är klart signi- fikant. 
 24  
 Slutsatsen blir därför att den observerade variationen  
 mellan  
 skolor i betygsmedelvärde skiljer sig så pass mycket åt detta år att den sannolikt inte beror på slumpen. Betygsvariationen mellan elever inom skolor är dock betydligt större (jämför t.ex. 0,556 med 0,013), men det är skolvariationen i betygsgenomsnitt som är intressant för våra syften. Denna skolvariation kan till exempel till viss del bero på att en del skolor har få elever med invandrarbakgrund medan andra har många elever med sådan bakgrund. År 1997 har variationen mellan skolors betygs- genomsnitt ökat jämfört med i början av decenniet, och är nu 0,024. Huruvida denna ökning är signifikant eller inte kan vi inte utläsa från två separata modeller, men den förefaller ändå vara så pass betydande (nära dubbelt så stor) att en god gissning är att variationen mellan skolor i betygsgenomsnitt verkligen har stigit mellan de två studerade tidpunkterna. 
 Vad den större spridningen år 1997 i skolors medelbetyg beror på kan vi inte säga på basis av dessa analyser. Men vi kan kanske gissa att en förklaring är att sammansättningen av eleverna – exempelvis med avseende på deras sociala bakgrund – varierar mer detta år än tidigare mellan skolorna. Möjligheten att välja skola har ju ökat under  
 1990-talet, 
  vilket kan ha medfört en allt starkare social och etnisk skolsegregation. Det finns anledning att tro att resursstarka föräldrar i större utsträckning väljer skola för sina barn. Andra orsaker till den ökade variationen kan vara större skillnader i skolors kvalitet, kanske beroende på att det kommunala ansvaret innebär större skillnader i hur man lyckas med skol- verksamheten. 
 Även om modell A visade på signifikanta skillnader mellan skolor i elevers betygsgenomsnitt kvarstår möjligheten att dessa skillnader helt och hållet beror på sammansättningen av elever. Skolvariationen skulle då kunna liknas vid en artefakt, det vill säga den framträder endast därför att elever med vissa egenskaper går i skolan (till exempel en stor andel elever från akademikerhem osv.). 
  
 24  
 Variansen 0,013 är 6.5 gånger större än standardfelet 0.002. Tumregeln är att en parameter bedöms som signifikant om den är minst dubbelt så stor som sitt standardfel. För stokastiska parametrar bör signifikans egentligen inte beräknas på detta sätt, utan genom att jämföra  
 -2loglikelihood 
  från en modell till en annan. Vi skulle därför behöva jämföra modell A med en ännu enklare modell, en som inte innehåller variansen för skolor. Om urvalet är stort, som är fallet här, brukar en sådan jämförelse i hög grad överensstämma med en signifikanstestning med hjälp av standardfel. 
 338 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 Och kanske kan det därför vara så att den större variationen år 1997 jämfört med 1990/91 endast framträder därför att samman- sättningen av elever, och deras egenskaper, över tid blivit alltmer homogen  
 inom  
 skolor och alltmer heterogen  
 mellan  
 skolor. I modell B kan vi utläsa hur det förhåller sig med de här sakerna. I denna modell ingår samtliga elevvariabler som vi valt att inkludera. 
 25  
 Effekterna av dessa elevvariabler är inte av primärt intresse i denna studie varför de flesta inte presenteras i tabellen. Dock bedömdes effekterna av invandrarbakgrund, det vill säga att vara uppvuxen i en familj med utlandsfödda föräldrar, som intressant att redovisa. Indelning efter föräldrarnas födelseland kan, tack vare det stora datamaterialet, göras på en ovanligt detaljerad nivå jämfört med flertalet andra studier. 
 Flera invandrargrupper har betyg i paritet med elever med helsvensk familjebakgrund (som är referenskategori). 
 26  
 Men för både avgångsåren 1990/91 och 1997 har elever med latin- amerikanskt ursprung sämre betygsgenomsnitt än sina helsvenska kamrater (effekten är negativ). 
 27  
 Detsamma gäller även elever som har en svensk och en utländsk förälder. Denna effekt är dock synnerligen svag  
 (-0,04 
  respektive  
 –0,03). 
 28 
  
 För båda avgångs- kohorterna gäller att ungdomar från polska och asiatiska hem erhåller bättre betyg än ungdomar från helsvenska hem. Därutöver verkar det som om den negativa effekten av att ha danska, norska eller sydeuropeiska föräldrar inte längre gäller år 1997. Vi ska dock inte fästa allt för stor vikt vid förändringar av enskilda individ- estimat och avlägsna oss från vårt huvudsakliga spörsmål om kon- textuella förändringseffekter. På det stora hela är betygs- skillnaderna små mellan barn av olika etniska bakgrund. De skill- 
  
 25  
 Valet av variabler har skett utifrån tidigare forskning som visat vilka individ- och familjeförhållanden som brukar påverka betyg; se fotnot till tabellen. 
  
 26 
  
 Ifall vi inte hade kontrollerat för elevernas sociala bakgrund hade effekterna av etniskt ursprung sett avsevärt annorlunda ut. Många barn uppvuxna i invandrarfamiljer hade då erhållit sämre betyg än barn från helsvenska hem beroende på att invandrarfamiljer oftare tillhör de socialt sett lägre samhällsskikten. 
  
 27 
  
 Om vi tar effekten  
  
 -0,16 
  som exempel (1997) betyder detta att betygsmedelvärdet för elever med latinamerikanskt ursprung i genomsnitt är 0,16 enheter lägre än vad det är för elever som har helsvenska föräldrar, när eleverna i övrigt liknar varandra vad gäller kön och familjeförhållanden. Det betyder exempelvis att om en pojke från en helsvensk familj med genomsnittlig social bakgrund, som inte har några syskon, som bor med bägge sina föräldrar erhåller betygsgenomsnittet 3,10 år 1990/91 så erhåller en pojke med latinamerikanska rötter med i övrigt liknande hemförhållanden som den helsvenska pojken, betyget 2,94. Huruvida detta är en stor eller liten effekt är till viss del en bedömningsfråga, förslagsvis är det en ganska liten effekt, om än inte betydelselös. 
  
 28 
  
 Att den ändå är signifikant beror på att det finns ganska många elever med denna föräldrakonstellation. 
  
 339 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 nader som ändå finns har förblivit ganska lika över tid, eller till och med minskat något. 
 Har då variansen på elev- och skolnivå påverkats av att vi inkluderar ett antal individvariabler? Svaret är: i högsta grad. Skill- naderna mellan skolors betygsgenomsnitt är betydligt mindre såväl 1990/91 som 1997 när elevernas egenskaper ingår i modellen. Variationen har minskat med 69 procent för avgångseleverna 1990/91 mellan modell A och B (från 0,013 till 0,004), och med 71 procent för avgångseleverna 1997 (från 0,024 till 0,007). 
 29  
 Varianserna är dock fortfarande signifikanta, och fortfarande kvar- står en större variation mellan skolor år 1997 än 1990/91, som vi inte kunnat hänföra till sammansättningen av eleverna. 
 30  
 Man bör dock ha i åtanke att det kan finnas sammansättningseffekter som vi ej kunnat kontrollera för. Även om modellen innehåller omfattande kontroller – inte minst är den sociala bakgrunden och elevernas etniska bakgrund mätt med stor precision – så är det inte möjligt att med tillgängliga data till exempel mäta skillnader i elevers ambitioner och studiebegåvning. I och med de ökade möjligheterna att välja skola 1997 i jämförelse med 1990/91 kanske fler ambitiösa föräldrar (oberoende av t.ex. samhällsklass) väljer annan skola för sitt barn under decenniets slutskede. Sådan självselektion är också den svår att kontrollera för. 
 Modell C är den för våra syften mest intressanta modellen, då den redovisar effekten på betyg av skolors etniska sammansättning. I modellen ingår även effekten av skolans sociala sammansättning. Denna effekt har dock inte någon signifikant påverkan på elevers betygsmedelvärde för någon avgångskohort. 
 31  
 Däremot har den etniska sammansättningen viss effekt för de kohorter som lämnade grundskolan åren 1990/91, men inte för kohorten som gick ut 1997: för avgångseleverna i början på decenniet påverkades betygs- medelvärdet negativt av att gå i invandrarrika skolor  
 (-0,18). 
  Eftersom variabeln andel invandrare varierar mellan 0 (0 procent) och 1 (100 procent) innebär detta att en elev i en skola med enbart 
  
 29 
  
 Detta är ett litet förenklat och ungefärligt sätt att bedöma hur stor del av skolvariationen som förklaras av de individuella prediktorerna. Om man vill vara statistiskt mer exakt bör man tillämpa de beräkningar som till exempel Sanchez och Guerra (1999) anvisar. 
  
 30 
  
 Den elevegenskap som har den absolut största inverkan på minskningen av variationen mellan skolor är social bakgrund (detta syns ej i tabellen). 
  
 31 
  
 Möjligen kan detta tyckas märkligt med tanke på att social bakgrund har en sådan stark individuell effekt. Kom dock ihåg att denna effekt är vad vi kan kalla skolans effekt i sig av social sammansättning, dvs. den effekt som den sociala sammansättningen har när vi tagit hänsyn till varje individs sociala bakgrund. Om de individuella effekterna av social bakgrund inte inkluderas i modellen blir effekten av social sammansättning i skolan starkt positiv. 
  
 340 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 elever med invandrarbakgrund erhåller ett betygsgenomsnitt som är 0,18 enheter lägre än vad en jämförbar elev får i en skola helt utan invandrarbarn. Anta att en skola istället har 50 procent elever med utländsk bakgrund (ett mer realistiskt exempel). I en sådan skola skulle eleverna i genomsnitt erhålla betyg som låg 0,09 betygsenheter under eleverna i skolan utan invandrarbarn (0,18/100 * 50) och år 1997 har den lilla skillnad som fanns 1990/91 alltså helt försvunnit. 
 De samhällsförändringar som vi diskuterat i tidigare avsnitt – minskad modersmålsundervisning, minskad lärartäthet, ökad enisk segregation etc. – har i dessa analyser inte visat sig ha några negativa effekter på sambandet etnisk skolsegregation och elevers betygsgenomsnitt. Om något har förändringarna varit positiva, det vill säga skillnaden i betyg mellan de elever som studerar i invandrartäta respektive invandrarglesa skolor har försvunnit vid decenniets slut. Detta är den utveckling vi kunnat registrera, men vi kan inte säga vad den beror på. Kan det vara så att de invandrartäta skolorna, trots en generell minskning av resurser till hemspråks- undervisning och annan undervisning, ändå i större utsträckning än andra skolor lyckats behålla sina resurser? 
 32 
  
 Skolvariationerna kvarstår intakta mellan modellerna B och C. Effekten av den etniska sammansättningen har inte inverkat på denna variation, vilket också är ett tecken på att dess effekt år 1990 är svag. Vad den återstående variationen mellan skolor, där eleverna i vissa skolor erhåller bättre betyg än i andra, beror på kan vi inte uttala oss om. Det kan vara en kombination av faktorer, kanske slumpmässiga variationer i begåvning, skillnader i betygssättning givet samma begåvning och skolfaktorer som vi ej kunnat mäta (resurser, lärarnas kvalitet etc.). 
  
 6.7.2 
  
 Övergång till 3- eller  
  
 4-årig 
  teoretisk gymnasielinje eller program 
 I Tabell 2 redovisas resultaten från en analys av övergång till 3- eller  
 4-årig 
  teoretisk gymnasielinje eller program. Analysstrategin är densamma som i den tidigare analysen av betygsgenomsnitt (jämför modellerna A, B och C). Den stora analystekniska föränd- ringen är att vi nu genomför en serie logistiska regressioner. Den beroende variabeln antar endast värdena 1 (övergång till 3- eller 
  
 32  
 Notera att detta inte säger någonting om att eleverna presterade bättre, eller uppnådde bättre kunskaper, 1997 än 1990/91. 
 341 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 4-årig 
  teoretisk gymnasielinje/program) och 0 (ej övergång). Estimaten i modellerna motsvarar nu logaritmerade oddskvoter (kategorivariabler) och logaritmerade odds (kontinuerliga vari- abler). 
 33 
  
 I modell A, den så kallade nollmodellen, kan vi utläsa att inter- cepten skiljer sig åt ganska mycket mellan åren. Detta beror på att det har skett en generell ökning av andelen elever som läser vidare på längre teoretiska gymnasieprogram år 1997 jämfört med tidigare. Enligt Martinez blev 43 procent av grundskoleeleverna under åren 1990/91 antagna till teoretiska gymnasiestudier, 
 34  
 medan 50 pro- cent antogs år 1997. Variationen kring dessa skilda genomsnitt synes dock vara väldigt lika mellan åren. Det framgår också klart att elever från olika grundskolor läser vidare på 3- eller  
 4-åriga 
  teoretiska gymnasielinjer alternativt program i olika hög grad: för 1990/91 års avgångselever är variansen 0,251 och för eleverna som gick ut skolan 1997 är variansen 0,241. 
 35 
  
 33 
  
 Man behöver inte förstå den exakta innebörden av logaritmerade odds och oddskvoter för att följa med i resultatbeskrivningen, det bör framgå av texten hur estimaten ska tolkas. 
  
 34 
  
 (e 
 -0.27 
 /1+e 
 -0.27 
 ) 
  
 35 
  
 Variansen på elevnivå är satt till 1, vilket betyder att vi anpassar en modell med en binomial fördelning. Om vi estimerar variansen så kommer den att ligga väldigt nära 1. 
  
 342 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 Tabell 2.  
 Övergång till  
 3–4-årig 
  teoretisk gymnasielinje/program. Effekter estimerade i flernivåmodeller (logistisk regression) för 46 936 elever i 216 skolor år 1990/91 och 58 721 elever i 634 skolor år 1997. 
 ab 
  
 Modell A 
  
 Modell B 
  
 Modell C 
  
 1990/91 
  
 1997 
  
 1990/91 
  
 1997 
  
 1990/91 
  
 1997 
  
 Fixerade 
  
 Nivå 1:elever 
  
 Intercept 
  
 -0,27* 
  
 0,00 
  
 -0,46* 
  
 -0,15* 
  
 -0,43* 
  
 -0,13* 
  
 Invandrarbakgrund 
 c 
  
 Finland 
  
 0,00 
  
 0,04 
  
 -0,01 
  
 0,04 
  
 Danmark/Island 
  
 -0,12 
  
 -0,26 
  
 -0,11 
  
 -0,26 
  
 Norge 
  
 0,29 
  
 -0,15 
  
 0,30 
  
 -0,15 
  
 Västvärlden 
  
 0,02 
  
 0,60* 
  
 0,01 
  
 0,57* 
  
 Grekland 
  
 0,80* 
  
 0,83* 
  
 0,78* 
  
 0,81* 
  
 Sydeuropa 
  
 0,10 
  
 0,18 
  
 0,09 
  
 0,16 
  
 Polen 
  
 0,82* 
  
 0,76* 
  
 0,80* 
  
 0,74* 
  
 Jugoslavien 
  
 0,81* 
  
 0,48* 
  
 0,80* 
  
 0,48* 
  
 Östeuropa 
  
 0,87* 
  
 0,28* 
  
 0,86* 
  
 0,26 
  
 Turkiet 
  
 0,83* 
  
 0,78* 
  
 0,79* 
  
 0,76* 
  
 Afrika 
  
 1,06* 
  
 0,96* 
  
 1,04* 
  
 0,94* 
  
 Asien 
  
 1,11* 
  
 1,17* 
  
 1,09* 
  
 1,15* 
  
 Latinamerika 
  
 0,64* 
  
 0,38* 
  
 0,61* 
  
 0,36* 
  
 Utland A + B 
  
 0,30 
  
 0,44* 
  
 0,28 
  
 0,42* 
  
 Sverige + Utland 
  
 0,05 
  
 0,00 
  
 0,04 
  
 -0,02 
  
 Övrigt 
 d 
  
 Ingår 
  
 Ingår 
  
 Ingår 
  
 Ingår 
  
 Nivå 2:skolor 
  
 0,57 (,21) 
  
 0,44 (,11) 
  
 Andel invandrare 
  
 Social samman- 
  
 0,57 (,05) 
  
 0,59 (,05) 
  
 sättning 
  
 Stokastiska 
  
 Nivå 2: skolor (8 
 2 
 ) 
  
 0,251 (,027) 
  
 0,241 (,016) 
  
 0,070 (,009) 
  
 0,103 (,009) 
  
 0,038 (,006) 
  
 0,076 (,007) 
  
 Nivå 1: elever (8 
 2 
 ) 
  
 1 
  
 1 
  
 1 
  
 1 
  
 1 
  
 1 
  
 a 
  
 Estimeringsteknik är PQL andra ordningen. 
  
 b 
  
 En effekt bedöms signifikant på 5 % nivå om den är minst två gånger så stor som sitt standardfel. Om de fixerade effekterna på elevnivå är signifikanta i enlighet härmed markeras detta med en asterisk (*). För övriga effekter skrivs standardfelen ut inom parantes. 
  
 c 
  
 Sverige är referensland (= 0). 
  
 d 
  
 Övrigt motsvarar kontrollvariablerna social bakgrund, kön, familjetyp, antal syskon och invandringsålder. 
  
 343 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 Från modell B kan vi utläsa i vilken utsträckning dessa rätt så betydande skillnader mellan skolor i gymnasieövergångar beror på att grundskolorna i Sverige är segregerade med avseende på elevers skilda individ- och familjekarakteristika. Såväl år 1990/91 som 1997 kan en stor del av skolvariationen i övergångar hänföras till att elever med liknande egenskaper delvis tenderar att gå i samma skola. Precis som fallet var med betygsgenomsnitt är det framför allt skillnader mellan skolor i elevernas sociala bakgrund som ligger bakom skolvariationen. Effekten av att vara uppvuxen i en invandrarfamilj på övergång till teoretiska gymnasiestudier är på det hela taget positiv. Faktum är att samtliga elever med invandrar- bakgrund påbörjade längre teoretiska gymnasiestudier i lika stor eller större utsträckning, som elever med svenska föräldrar gjorde. 
 36  
 Ungdomar med helsvensk bakgrund är referenskategori och mot- svarar värde 0. De länder som har positiva och signifikanta värden (t.ex. Grekland) visar alltså att chansen att läsa vidare på någon 3- eller  
 4-årig 
  teoretisk gymnasielinje eller program ökar om man har föräldrar som är födda i dessa länder. 
 Från modell C kan vi återigen utläsa resultatet av vår huvud- frågeställning kring förändrade effekter av etnisk skolsegregation på skolframgång. Men vi kan börja med att konstatera att den sociala sammansättningen i skolan har en tydlig och signifikant positiv effekt såväl åren 1990/91 som 1997. Med andra ord, när många elever på en skola har föräldrar som är högutbildade, högre tjänstemän och har goda inkomster, kommer detta att öka sanno- likheten för alla eleverna i skolan att välja en 3- eller  
 4-årig 
  teoretisk gymnasielinje eller program. Ingen förändring har registrerats för denna effekt mellan skilda avgångskohorter. 
 Också andelen elever med utländsk bakgrund utövar en signifikant positiv inverkan på övergång till längre teoretiska gymnasiestudier såväl 1990/91 som 1997. Om många elever med invandrarbakgrund går i en grundskola ökar detta således sanno- likheten för att eleverna i denna skola ska fortsätta att studera på någon av de längre teoretiska gymnasielinjerna. Denna positiva effekt uppkommer dock endast om kontroller även genomförs för den sociala sammansättningen i skolan. Anledningen är att det finns ett samband mellan dessa två kontextuella variabler: många invandrarbarn i en grundskola innebär ofta en mindre gynnsam social sammansättning (dvs. lågutbildade föräldrar, föräldrar i 
  
 36  
 Modellanpassning med hjälp av  
 –2loglikelihood 
  är inte tillämpbart i denna logistiska analys och redovisas ej (se t.ex. Sanchez och Guerra 1999). 
 344 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 arbetaryrken och med förhållandevis låga inkomster), och vice versa. Den positiva effekten av invandrartät skola verkar dock vara något mindre för 1997 års avgångselever än vad den var för de tidigare, den är dock fortfarande klart signifikant positiv. Eftersom analyserna genomförs i två separata modeller bör man vara försiktig vid tolkningen av om denna skillnad är reell eller inte. 
 För båda avgångskohorterna har variansen på skolnivå sjunkit något ytterligare i modell C jämfört med modell B. Detta tyder på att skillnaderna mellan skolor i övergångssannolikhet, förutom att bero på egenskaper hos varje enskild elev, också till viss del beror på kamrat- och/eller skoleffekter. Sammanfattningsvis är den kontextuella effekten av andel elever med invandrarbakgrund positiv för teoretiska gymnasieval, såväl år 1990/91 som 1997, när hänsyn har tagits till andra effekter på elev- och skolnivå. Det är osäkert att uttala sig om en förändring i denna effekt, men möjligen är effekten något mindre positiv vid decenniets slut. Sammantaget finns det således en liten antydan om att de förändrade samhälls- förhållandena som trätt i kraft mellan åren 1990/91 och 1997 försämrat möjligheterna att studera vidare för de elever som går i invandrartäta skolor. Dock är det fortfarande ändå till fördel att gå i en sådan skola, allt annat lika. Allt annat lika är ett viktigt tillägg här, för i verkligheten har många invandrartäta skolor en oför- delaktig social sammansättning. Det innebär att om man vill räkna ut hur bra det är att totalt sett att gå i en viss skola bör man utöver skolans etniska sammansättning också ta hänsyn till dess sociala sammansättning. 
  
 6.7.3 
  
 Låga eller ofullständiga betyg 
  
 Så här långt har analyserna visat att ungdomars utbildningsfram- gång påverkats förhållandevis lika av skolans invandrarsamman- sättning i slutet och början av  
 1990-talet. 
  Vi har således inga belägg för att de invandrarrika skolorna har förändrats mer till det sämre under perioden än vad de invandrarglesa gjort. Betygsgenomsnitt och övergång till gymnasieskolan lyckas dock inte riktigt beskriva hur sambanden ser ut för de ungdomar som det går allra sämst för. I denna analys söker vi därför ringa in utsatthet för ofärd med hjälp av måttet låga/ofullständiga betyg. Eftersom utfallsvariabeln endast antar två värden (1 för låga betyg/ofullständiga betyg, och 0 för övriga) genomförs även denna gång logistiska regressioner. 
 345 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 Tabell 3 
 . Låga betyg/ofullständiga betyg. Effekter estimerade i flernivåmodeller (logistisk regression) för 47 189 elever i 216 skolor år 1990/91 och 58 877 elever i 634 skolor år 1997. 
 ab 
  
 Modell A 
  
 Modell B 
  
 Modell C 
  
 1990/91 
  
 1997 
  
 1990/91 
  
 1997 
  
 1990/91 
  
 1997 
  
 Fixerade 
  
 Nivå 1:elever 
  
 Intercept 
  
 -2,52* 
  
 -2,56* 
  
 -2,34* 
  
 -2,46* 
  
 -2,34* 
  
 -2,46* 
  
 Invandrarbakgrund 
 c 
  
 Finland 
  
 0,15 
  
 0,12 
  
 0,08 
  
 0,05 
  
 Danmark/Island 
  
 0,24 
  
 0,26 
  
 0,23 
  
 0,24 
  
 Norge 
  
 0,75* 
  
 0,15 
  
 0,73* 
  
 0,12 
  
 Västvärlden 
  
 0,16 
  
 -0,66 
  
 0,14 
  
 -0,68 
  
 Grekland 
  
 -0,76 
  
 0,04 
  
 -0,86* 
  
 -0,09 
  
 Sydeuropa 
  
 0,02 
  
 0,31 
  
 -0,04 
  
 0,23 
  
 Polen 
  
 -0,34 
  
 -0,42 
  
 -0,40 
  
 -0,47* 
  
 Jugoslavien 
  
 -0,37* 
  
 -0,06 
  
 -0,42* 
  
 -0,16 
  
 Östeuropa 
  
 0,11 
  
 -0,13 
  
 0,07 
  
 -0,18 
  
 Turkiet 
  
 -0,26 
  
 -0,42* 
  
 -0,35 
  
 -0,56* 
  
 Afrika 
  
 -0,39 
  
 -0,48* 
  
 -0,46 
  
 -0,57* 
  
 Asien 
  
 -0,96* 
  
 -0,74* 
  
 -1,02* 
  
 -0,83* 
  
 Latinamerika 
  
 0,04 
  
 0,24 
  
 -0,03 
  
 0,16 
  
 Utland A + B 
  
 -0,06 
  
 0,15 
  
 -0,11 
  
 0,07 
  
 Sverige + Utland 
  
 0,15* 
  
 0,28* 
  
 0,13 
  
 0,26* 
  
 Övrigt 
 d 
  
 Ingår 
  
 Ingår 
  
 Ingår 
  
 Ingår 
  
 Nivå 2:skolor 
  
 1,08 (,31) 
  
 0,58 (,18) 
  
 Andel invandrare 
  
 Social samman- 
  
 0,11 (,09) 
  
 0,22 (,08) 
  
 sättning 
  
 Stokastiska 
  
 Nivå 2: skolor (8 
 2 
 ) 
  
 0,175 (,024) 
  
 0,319 (,028) 
  
 0,079 (,015) 
  
 0,176 (,020) 
  
 0,069 (,014) 
  
 0,158 (,019) 
  
 Nivå 1: elever (8 
 2 
 ) 
  
 1 
  
 1 
  
 1 
  
 1 
  
 1 
  
 1 
  
 a 
  
 Estimeringsteknik är PQL andra ordningen. 
  
 b 
  
 En effekt bedöms signifikant på 5 % nivå om den är minst två gånger så stor som sitt standardfel. Om de fixerade effekterna på elevnivå är signifikanta i enlighet härmed markeras detta med en asterisk (*). För övriga effekter skrivs standardfelen ut inom parantes. 
  
 c 
  
 Sverige är referensland (= 0). 
  
 d 
  
 Övrigt motsvarar kontrollvariablerna social bakgrund, kön, familjetyp, antal syskon och invandringsålder. 
  
 346 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 I modell A i Tabell 3 framgår en tydlig skillnad mellan åren för skolvariationen. Medan variansen år 1990/91 ligger på 0,175 så stiger den till 0,319 år 1997. Det är således, precis som också var fallet med betygsgenomsnitt, större skillnad mellan skolorna 1997 än 1990/91 med avseende på hur stor andel av skolans elever som erhåller låga/ofullständiga betyg. Även om det i genomsnitt är ungefär lika många elever som drabbas av denna slags ofärd och hinder i utbildningskarriären 1997 som tidigare (intercepten är lika), är alltså eleverna som det går dåligt för mer ojämnt fördelade mellan skolorna år 1997 jämfört med 1990/91. 
 Mot bakgrund av vad som tidigare sagts om att det kan finnas en polariseringstendens bland barn till utländska föräldrar – på så sätt att det visserligen går bra för många men att det också finns en relativt stor grupp som klarar skolan mycket dåligt – är effekterna av invandrarbakgrund i modell B högst intressanta. Man bör betänka att beroendevariabeln här är omvänd jämfört med tidigare analyser, det vill säga vi studerar nu risken att drabbas av något negativt istället för något positivt. Detta betyder att negativa estimat i modellerna i Tabell 3 minskar risken att utsättas för ofärd (dvs. ett negativt estimat är i substantiell mening positivt för eleven). Effekten av de olika invandrarkategorierna visar att majori- teten av eleverna med invandrarföräldrar inte skiljer sig från sina helsvenska kamrater i risken att få låga eller ofullständiga betyg. Sambandet mellan etnisk bakgrund och låga/ofullständiga betyg skulle dock sannolikt vara mer till invandrarbarnens nackdel om även barn som invandrat under högstadietiden inkluderats i ana- lysen (se t.ex. SOU 2000:39, sid.  
 149–150). 
  Men om man, som vi har gjort här, jämför barn som har gått större delen av sin grund- skoletid i den svenska skolan, finner man inget stöd för att det skulle gå väldigt illa i utbildningshänseende för en relativt stor grupp barn med invandrarbakgrund. Om vi tar år 1997 som exempel är det endast barn med en svensk och en utländsk förälder som har en överrisk att få låga eller ofullständiga betyg, relativt barn från helsvenska familjer, och samtidigt är risken förhållandevis mindre för de elever som har föräldrar från Turkiet, Asien eller Afrika. Precis som vid de tidigare analyserna av betygsgenomsnitt och gymnasieövergång minskar skolvariationen även för låga/ofull- ständiga betyg när hänsyn har tagits till såväl elevernas invandrar- bakgrund som deras kön och familjeförhållanden i övrigt. Varia- tionen som kvarstår är dock långt ifrån negligerbar, speciellt inte år 1997. 
 347 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 I modell C sjunker variationen mellan skolor ytterligare när de kontextuella variablerna tas med, dock ganska marginellt. Den sociala sammansättningen ökar risken år 1997, men inte år 1990/91, för att få låga eller ofullständiga betyg: en mer ofördelaktig social sammansättning (lågutbildade föräldrar, föräldrar i arbetarklass- yrken etc.) ökar risken att utsättas för ofärd (signifikansen är dock inte speciellt stark). Effekten av andel invandrare förefaller å andra sidan vara sådan att den ökar risken mer för låga/ofullständiga betyg vid decenniets inledande skede än vid dess avslut (jämför 1,08 med 0,58). Därmed förefaller det som om  
 1990-talets 
  samhällsomdaningar närmast har minskat skillnaden mellan invandrartäta och invandrarglesa skolor vad gäller risken att drabbas av ofärd i utbildningshänseende. Dock, att komma ihåg, att gå i en skola där många elever har utländska föräldrar medför fortfarande en förhöjd risk för att hamna i en utbildningsmässig återvändsgränd. Och möjligen är inte den positiva trenden heller så positiv som den verkar. Anledningen är att risken för låga/ofull- ständiga betyg är större 1997 än 1990/91 om den sociala samman- sättningen är låg, vilket den ju ofta är i invandrartäta skolor. 
  
 6.8 
  
 Slutsatser och diskussion 
  
 I denna studie har tre skilda mått på framgång inom utbildnings- systemet använts i syfte att studera förändringar under  
 1990-talet 
  av sambandet etnisk skolsegregation och utbildningsframgång. För de elever som lämnade grundskolans årskurs 9 åren 1990 och 1991 gäller följande: Betygsgenomsnittet var något lägre i skolor där många elever kom från invandrarfamiljer i jämförelse med skolor där få elever hade sådan utländsk bakgrund. Samtidigt fanns det också en klar överrisk att erhålla ofullständiga eller mycket låga betyg i invandrartäta skolor. Men trots det sämre utgångsläget läste eleverna i de invandrarrika skolorna oftare än elever i andra skolor vidare på teoretiska gymnasielinjer. Sex till sju år senare, det vill säga år 1997, kan vi registrera ett par positiva förändringar. Elevers betygsgenomsnitt påverkas nu inte längre negativt av att gå i en invandrartät skola, och risken för att erhålla låga eller ofull- ständiga betyg i denna slags skola har minskat, även om den allt- jämt är högre än i andra skolor. Fortfarande är chansen att gå över till teoretiska gymnasiestudier större i invandrartäta skolor än vad den är i övriga. Även om en liten nedgång kan skönjas i detta 
 348 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 avseende får den betraktas som liten och statistisk osäker. En minskning av denna effekt behöver inte heller ses som något negativt, målet kan ju knappast vara att det ska vara bättre att gå i en invandrarrik skola än i en invandrargles. 
 Hur tillförlitliga är då resultaten? I denna uppsats har för- tjänsterna med metodvalet framhävts. Genom att i de statistiska beräkningarna estimera så kallade flernivåmodeller kan vi med större säkerhet uttala oss om vilka effekter i sig som olika slags skolor kan ha på skolframgång. Medan metoden fått en ganska stor spridning i länder som t.ex. USA och Storbritannien har den mer sällan tillämpats inom svensk utbildnings- och segregations- forskning för att studera skoleffekter och andra kontextuella effekter. Studien innehåller dock en del begränsningar, av vilka några ska nämnas. Till att börja med är det en översiktlig bild av förändringarna som presenterats. Mer detaljerade frågeställningar kring utvecklingen för specifika grupper, till exempel med avseende på etnicitet eller kön, i olika typer av skolor (flernivåinter- aktioner) har lämnats obesvarade. 
 37  
 Vidare skulle precisionen i mätningen av en del variabler kunna förbättras. Detta gäller också vår huvudvariabel  
 andel invandrare 
 . För avgångseleverna såväl 1990/91 som 1997 saknas uppgifter om ursprungsland för de invandrare som anlänt efter cirka tio års ålder. Även om det kan finnas skäl till att inte inkludera elever som invandrat efter sju års ålder i analyserna, mot bakgrund av att det är effekter av den svenska skolan vi vill studera, kan det ändå vara av viss vikt att ta med dessa elever när vi konstruerar en variabel för skolors etniska sammansättning. Visserligen torde skolorna spridningsmässigt för- dela sig väldigt lika vare sig de nyanlända invandrarna medräknas eller ej – det vill säga, de skolor som beräknas ha en stor andel invandrarbarn när de nyanlända invandrarbarnen medräknas har vanligtvis också en stor andel invandrarbarn när de inte medräknas 
 – men förvisso kan det finnas en del skolor som skiljer sig från detta huvudsakliga mönster. Därutöver kan man kanske tycka att måttet på skolors invandrarsammansättning är väl trubbigt, exempelvis med tanke på att ingen hänsyn har tagits till vilka ursprungsländer som eleverna eller deras föräldrar kommer ifrån. 
  
 37  
 Preliminära analyser visar till exempel att för avgångseleverna 1990/91 är effekten av invandrartät skola på övergång till teoretiska studier mer positiv för pojkar än vad den är för flickor. Även om flickorna i de invandrartäta skolorna mer sannolikt läser vidare på teoretiska gymnasielinjer än vad flickorna gör i mer invandrarglesa skolor, är denna skillnad större mellan pojkar i invandrartäta och invandrarglesa skolor. 
 349 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 Självfallet bör också mer komplicerade modeller i framtida forskning prövas för att se om huvudsambanden är robusta. 
 Invändningarna ovan ger vid handen att man bör tolka resultaten med viss försiktighet, detta också mot bakgrund av bristen på liknande studier. Men en inte alltför våghalsig slutsats är denna: Vi ser inga alarmerande tecken som tyder på att utvecklingen för barnen i utbildningshänseende i de invandrarrika skolorna varit sämre än vad den varit i andra skolor under  
 1990-talet. 
  Istället visar den sammantagna bilden snarare på motsatsen, en tendens till att de invandrarrika och invandrarglesa skolornas effekt på elevers skolframgång närmat sig varandra under de studerade åren. 
 38  
 Med dessa resultat har vi sålunda kunnat följa  
 utvecklingen  
 under decenniet. Men även om vi också har kunskap om ett antal sam- hälleliga förändringar som har kommit till stånd under perioden, har vi inte kunnat uttala oss om vad utvecklingen mer exakt beror på. Däremot har vi kunnat besvara den empiriska frågan vad den totala summan eller resultatet blir av alla dessa samhälls- förändringar. 
 Men även om utbildning är en mycket central välfärds- komponent finns det andra aspekter att beakta när man vill uttala sig om effekter av etnisk segregation. Möjligen skulle den bild vi här presenterat, som inte tyder på några stora skillnader i utbildningsframgång mellan barn från skolor med skilda etniska sammansättning, modifieras om möjligheten att få ett arbete eller vara vid god hälsa är sämre i invandrarrika områden än vad den är i invandrarglesa, och har utvecklats i en mer negativ riktning över tid. Det kan också vara viktigt att fundera över om sambanden mellan etnisk segregation och människors olika levnadsvillkor ger oss hela svaret på vad det betyder för samhället som helhet att människor med skilda etniska ursprung i ganska stor utsträckning bor rumsligt åtskilda. Anta till exempel att vi genomgående skulle finna positiva eller inga effekter av att bo i invandrartäta områden, gå i sådan skola, på ett antal välfärdsaspekter (utbildning, lön, arbete, hälsa, sociala kontakter etc.). Trots detta kan negativa effekter framträda om exempelvis en hög grad av tillit uppstår inom 
  
 38  
 Vi bör dock observera att därav följer  
 inte  
 att eleverna i de invandrartäta skolorna har större framgångar inom skolan i slutet av  
 1990-talet 
  än vad de hade i dess början. En ökning av övergången till teoretiska gymnasiestudier kan visserligen noteras för elever generellt sett under decenniet, men detta betyder t.ex. inte att de har uppnått bättre kunskaper i grundskolan än vad tidigare generationer gjort. Se vidare Francis m.fl. (SOU 2000:39, sid.  
 203-204) 
  om problem med nuvarande uppföljnings- och utvärderingssystem för grundskolan. 
 350 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 den egna etniska gruppen i invandrartäta områden men tilliten samtidigt är låg till andra grupper i samhället, speciellt till dem som bor i andra områden. På detta sätt kan ett samhälles sociala sammanhållning undermineras (OECD 2000). Motsvarande resonemang kan givetvis föras beträffande invandrarglesa områden. 
 För den framtida forskningen finns en hel del uppgifter att ta sig an. Till exempel kan det vara en god idé att försöka åtgärda en del av de tillkortakommanden som omnämnts i anslutning till denna studie. Det är också angeläget att fortsätta följa utvecklingen av sambandet etnisk segregation och skolframgång för senare kohorter. De elever som i denna undersökning gick ut grund- skolans årskurs 9 år 1997 har till exempel inte gått samtliga nio grundskoleår i  
 1990-talets 
  skola med alla dess organisatoriska för- ändringar och ekonomiska åtstramningar. Också mot bakgrund av att det är mycket som talar för att den etniska, liksom också den sociala, skolsegregationen kommer att öka till följd av den större möjligheten att välja skola, förefaller det väsentligt att fortsätta studera utvecklingen. Även studier som mer ingående förmår studera vilka mekanismer som genererar olika samband, eller avsaknaden av sådana, mellan etnisk skolsegregation och utbild- ningsframgång vore mycket värdefulla. Slutligen skulle det också vara intressant att utvärdera effekterna av den segregerade gymnasieskolan. En hel del av de ungdomar som studerat i invandrartäta grundskolor kommer sedermera att också gå i invandrartäta gymnasieskolor. Vad får detta för konsekvenser på till exempel valet till högskola eller deras chanser på arbets- marknaden? 
 351 
 Etnisk segregation i skolan SOU 2001:57 
 Referenser 
 Alba, D.R., George  Walter, 1994. Etnische Ungleichheit im Deutschen Bildungssystem,  
 Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie,  
  
 46:209–237. 
  
 Rivera, R. 2000. Etnisk och socioekonomisk segregation i Sverige  
 1990–1998, 
  i Anderson, J: (red.),  
 Välfärdens förut- sättningar – Arbetsmarknad, demografi och segregation. 
  
 SOU 2000:37. Stockholm: Williams. 
 Arai, M., Richardson  Perry, 2000.  
 En svartvit arbets- marknad: en  
  
 ESO-rapport 
  
  om vägen från skola till arbete, 
  
 Ds 2000:47. Stockholm: Williams. 
 Arnman, Smith, 1983.  
 Segregation och svensk skola 
 . Lund: Arkiv. 
  
 Bunar, N. 1999.  
 Skolan mitt i förorten: Skola, segregationen och integrationen,  
 Partnerskap för multietnisk integration nr 1/99. Umeå: Sociologiska institutionen, Umeå universitet. 
  
 Walker, J.S., Carlson, Beard, Schmitt, Schmidt, Smith  Tanner, 1966.  
 Equality of Educational Oppor- tunity Report 
 . Washington: US Government Printing Office. 
 Dryler, H. 1999. The impact of school and classroom characteristics on educational choices by boys and girls: A multilevel analysis,  
 Acta Sociologica 
 , 42:  
 299–318. 
  
 Stevens, R. 1994. Spelar valet av skola någon roll? Effekter av grundskola och omgivning på övergången till gymnasiet, i Stevens, White (red.),  
 Sorteringen i skolan: studier av snedrekrytering och utbildningens konsekvenser 
 . Stockholm: Luna. 
 Stevens, White, 1993.  
 Ursprung och utbildning. Social snedrekrytering till högre studier,  
 SOU 1993:85. Stockholm: Williams. 
 Gamoran, A. 1992. Social Factors in Education, i Torres, M.C. (red.),  
 Encyklopedia of Educational Research  
 (6th ed.). New York: Macmillan. 
  
 Grosin, L. 1991.  
 Skolklimat, prestation och uppförande i åtta hög- stadieskolor.  
 Stockholm: Pedagogiska institutionen, Stockholms universitet. 
  
 Hannan, Miller, Wood, Mason, Reynolds  Griffin, 1996.  
 Coeducation and Gender Equality: Exam Harris, Stress and Personal Development 
 . Dublin: Oak Tree Press. 
 352 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 Schultz, Ball, 1998. Social mechanisms: An introductory essay, i Schultz, Ball (red.), 
 Social Mechanisms: An Analytical Approach to Social Theory 
 . Cambridge: Cambridge University Press. 
  
 Heyns, B. 1986. Educational Effects: Issues in Conceptualization and Measurement, i Delacruz, Garcia (red.),  
 Handbook of Theory and Research for the Sociology of Education.  
 Stuart, Conn: Greenwood Press. 
  
 Husén, T. 1999.  
 Insikter och åsikter om utbildningssamhället 
 . Stockholm: Gothia. 
  
 Goodwin, K. 1994. Social selektion till gymnasium och hög- skola, i Stevens, White (red.),  
 Sorteringen i skolan: studier av snedrekrytering och utbildningens konsekvenser. 
  
 Stockholm: Luna. 
 Kreft, Mack De Banks, 1998.  
 Introducing Multilevel Modeling 
 . London: SAGE. 
 Lee, V.E., A.S. Bryk  J.B. Foster, 1993. The Organization of Effective High Schools,  
 Review of Research in Education 
 ,  
 19:171–267. 
  
 le Grand, C. 1994. Löneskillnaderna i Sverige: förändring och nuvarande struktur, i Anderson, Gray (red.),  
 Var- dagens villkor: Levnadsförhållanden i Sverige under tre decennier. 
  
 Stockholm: Fry. 
  
 Pace, E. 1998.  
 Olika ursprung – skilda resultat? En analys av invandrarungdomars betyg i den svenska skolan 
 ,  
  
 C-uppsats 
  
  i sociologi. Stockholm: Sociologiska institutionen, Stockholms universitet. 
  
 Pena, O. 1991. Causal Explanations for Class Inequality in Health – an Empirical Analysis,  
 Social Science  Medicine 
 , 32:  
 385–393. 
  
 Lundh, Hartman, 1999.  
 Från arbetskraftsimport till flykting- invandring.  
 Stockholm: SNS Förlag. 
  
 Löfgren, H. 1986.  
 Tvåspråkig undervisning av elever med annat hemspråk än svenska.  
 Malmö: Institutionen för pedagogik, Lärarhögskolan. 
  
 Merritt, I. 1997.  
 Stadens rasifiering. Etnisk boendesegregation i folkhemmet.  
 Uppsala: Kulturgeografiska institutionen, Uppsala universitet. 
  
 OECD, 2000. Human and Social Capital and Sustained Growth and Development, Reconciling New Economies and Societies: the Role of Human and Social Capital. Paris: OECD. 
 353 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 SOU 2001:57 
  
 Wilson, S.E. 1992.  
 Segregation – ett svenskt dilemma? Social- politiska och sociologiska synpunkter,  
 Bilaga 9 till Lång- tidsutredningen 1992. Stockholm: Allmänna förlaget. 
  
 Nelson,  
  
 I.-M. 
  
  1999.  
 En skola för andra: minoritetselevers upplevelser av arbets- och livsvillkor i grundskolan 
 . Stockholm: HLS Förlag. 
  
 Pong,  
 S.-L. 
  1998. The School Compositional Effect of Single Parenthood on  
 10th-Grade 
  Murphy,  
 Sociology of Education,  
  
 71:23–42. 
  
 Proposition 1997/98:16.  
 Sverige, framtiden och mångfalden – från invandrarpolitik till integrationspolitik 
 . 
  
 Rasbash, Bennett, Miller, Walker, Moore, Ochoa, Jacobs, White, D. Draper, Griffin  Mathis, 2000.  
 A users guide to MLwiN 
 , version 2.1. London: Institute of Education, University of London. 
 Roelandt, T., Little  Harvey, 1991. Ethnic Minority Children in Dutch Education: Ethnic Stratification, Social Class and Migration,  
 The Netherlands Journal of Social Sciences 
 ,  
 27:92–107. 
  
 Similä, M. 1994. Andra generationens invandrare i den svenska skolan, i Mcgee  J.O. Goodwin (red.),  
 Sorteringen i skolan: studier av snedrekrytering och utbildningens konsekvenser. 
  
 Stockholm: Luna. 
 Sanchez, Osborne, 1999.  
 Multilevel Analysis: An intro- duction to basic and advanced multilevel modeling 
 . London: SAGE. 
 Socialstyrelsen, 1997.  
 Social rapport  
 1997.  
 SoS-rapport 
  1997:14. Stockholm: Williams. 
  
 SOU 1991:60.  
 Olika men ändå lika. Om invandrarungdomar i det mångkulturella Sverige.  
 Betänkande av Ungdomskommittén. Stockholm: Allmänna förlaget. 
  
 SOU 1996:55.  
 Sverige, framtiden och mångfalden 
 . Slutbetänkande från Invandrarpolitiska kommittén. Stockholm: Williams. 
  
 SOU 1997:61.  
 Att växa bland betong och kojor 
 . Delbetänkande från Storstadskommittén. Stockholm: Williams. 
  
 SOU 2000:3.  
 Välfärd vid vägskäl: Utvecklingen under  
 1990-talet 
 . 
  
  Delbetänkande från Kommittén Välfärdsbokslut. Stockholm: Williams. 
  
 SOU 2000:39.  
 Välfärd och skola 
 . Antologi från Kommittén Välfärdsbokslut. Stockholm: Williams. 
 354 
  
 SOU 2001:57 
  
 Etnisk segregation i skolan 
  
 Szulkin, Scott, 1994. Arbetets utveckling, i Smith (red.),  
 Vardagens villkor: Levnadsförhållanden i Sverige under tre decennier.  
 Stockholm: Fry. 
 Vallet,  
 L.-A. 
  1996. Lassimilation scolaire des enfants issus de limmigration et son interpretation: un examen sur donnees francaises,  
 Revue francaise de pedagogie 
 ,  
 117:7–27. 
  
 Vallet,  
 L.-A. 
  1997. School Assimilation of Children Born of Immigration and its Interpretation: French Data Examined, presenterat vid  
 RC28-konferens 
  (Internationella Sociolog- förbundets grupp Social Stratification)  
 18–20 
  maj i Tel Aviv, Israel. 
 Vallet,  
 HardingJ.-P. 
  Caille, 2000. Migration and Integration in France. Academic Careers of Immigrants Children in Lower and Upper Secondary School, presenterat vid  
 RC28-konferens 
  (Internationella Sociologförbundets grupp Social Strati- fication)  
 11–14 
  maj i Libourne, Frankrike. 
 Mills, D. 1986. Social Class Segregation and its Relationship to Pupils Examination Results in Scotland,  
 American Sociological Review 
 , 51:  
 224–241. 
  
 Hopkins, R. 1987. Working Conditions, i Stevens, Sanchez (red.),  
 Welfare in Transition: A Survey of Living Conditions in Sweden  
  
 1968–1981. 
  Acevedo: Chen. 
 355 
  
 7 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 – 
  
 Risk, tilltro och betalningsvilja i den svenska välfärdsopinionen  
  
 1997–2000 
  
 Smith 
  
 7.1 
  
 Inledning 
  
 1 
  
 En relevant fråga att ställa sig efter  
 1990-talets 
  välfärdspolitiska kris är på vilket sätt välfärdsopinionen påverkats av decenniets utveck- ling. I detta kapitel avser jag att påvisa vad som hänt med välfärds- opinionen i två viktiga avseenden, nämligen (a) hur tilliten till välfärdspolitiken förändrats, samt (b) hur den individuella skatte- betalningsviljan påverkats. Det tidsperspektiv som tillämpats är kort och täcker de senaste åren  
 1997–2000. 
  Vad som bistås med är alltså två ögonblicksbilder av den svenska välfärdsopinionen i 1990- talskrisens slutfas, och den fråga som kan ställas är om de nivåer på tilliten och betalningsviljan som registrerades 1997 i någon mån var specifika krisreaktioner eller om de kvarstår även i början av det nya seklet. 
 Som jag ska argumentera för i det följande har tidigare forskning påvisat ett starkt principiellt stöd för den svenska välfärdspolitiken i olika avseenden, ett stöd som dessutom förefaller att ha blivit än starkare under  
 1990-talets 
  krisår. Frågan är dock om detta även gäller tilliten och den egna betalningsviljan, två områden som tidi- gare varit dåligt undersökta. Det är inte orimligt att föreställa sig att tilliten till välfärdspolitikens förmåga att lösa sina uppgifter skulle ha tagit skada av en så pass omfattande besparingspolitik och det allmänt försämrade försörjningsläge som karakteriserat det svenska  
 1990-talet. 
  Det är heller inte orimligt att tänka sig att den egna skattebetalningsviljan skulle ha försämrats i ett läge där skatter höjs samtidigt som välfärdstjänster och socialförsäkrings- ersättningar skärs ned. Frågan som reses i detta kapitel är om de attityder i dessa avseenden som kunde registreras 1997 har visat sig 
  
 1  
 Den forskning som redovisas i studien har erhållit ekonomiskt stöd från Riks- försäkringsverket. Tack till Patel, Alvarado, Cruz, James och Lozano för skriftliga kommentarer på tidigare utkast. 
 357 
 Kan man lita på välfärdsstaten? SOU 2001:57 
 stabila också i det Sverige efter välfärdskrisen (Svensson  Starrin 1998) vi ser i början av  
 2000-talet. 
  
 7.2 
  
 Forskningsläget 
  
 Denna studie är den senaste i en rad analyser av olika aspekter av den svenska välfärdsopinionen (Svallfors 1989; 1995; 1996; 1997; 1999a; 1999b; 1999c). Dessa har byggt på omfattande frågeunder- sökningar genomförda 1986, 1992 och 1997. Några av frågorna i 1986 års undersökning hämtades dessutom från en tidigare under- sökning från 1981, varför man på vissa punkter kunnat följa opinionsutvecklingen under 1980- och  
 1990-talen. 
  I dessa tidigare analyser har en rad resultat framkommit, resultat som samtidigt ger utgångspunkten för nya forskningsfrågor (sammanfattningen bygger i huvudsak på Svallfors 1999a): 
 Det finns ett starkt stöd för höga välfärdspolitiska utgifter för centrala välfärdspolitiska program som sjuk- och hälsovård, pen- sioner, sysselsättningspolitik och utbildning. Detta stöd upp- visar inga tendenser till försvagning sedan början av  
 1980-talet. 
  De förändringar som kan spåras går under  
 1990-talet 
  åt andra hållet, mot ökat stöd för högre utgifter. Detta opinionsstöd är dock betydligt svagare för selektiva program, som social- och bostadsbidrag. Stödet är också svagt och sjunkande för utgifter för offentlig administration. 
 Stödet för stat och kommun som bättre lämpad än andra instanser att sköta olika former av service är starkt beträffande utbildning, sjukvård, äldreomsorg och socialvård. Det är svagare för barnomsorg. På de flesta av dessa områden är opinionsläget stabilt under 1980- och  
 1990-talen. 
  
 Stödet för kollektiv finansiering av välfärdspolitiken är mycket stabilt under perioden  
 1986–1997. 
  Opinionsstödet för ökade privata inslag av finansiering är relativt svagt. 
 Misstänksamheten om att välfärdspolitiken missbrukas av dem som egentligen inte behöver den var ganska omfattande fram till början av  
 1990-talet. 
  Under  
 1990-talet 
  minskar dock denna misstänksamhet markant. 
 Det fanns 1997 ett uppenbart tillitsproblem för pensions- systemet. Stora grupper ansåg att risken är stor att de får en pension som inte ger dem en acceptabel levnadsstandard, och stora grupper upplever sig ha ett behov av att komplettera de 
 358 
  
 SOU 2001:57 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 statliga pensionerna med egna privata försäkringar. Det senare gäller även äldreomsorgen. För andra välfärdspolitiska områden är tillitsproblemen mindre, men långt från negligerbara på någon punkt. 
 Det fanns 1997 en utbredd uttalad vilja att själv betala mer skatt för olika välfärdspolitiska insatser. 
 Det finns uppenbara klasskillnader i åsikter kring välfärds- politiken. Här uppträder under  
 1990-talet 
  en tydlig splittring inom tjänstemannagrupperna. Tjänstemännen i mellanposition blir mer positiva till höga välfärdspolitiska utgifter, kollektiv finansiering och offentlig organisering, och de blir mindre miss- tänksamma om välfärdspolitiskt missbruk; de blir alltså mer lika arbetarna och de lägre tjänstemännen i sina åsikter. På alla dessa punkter går utvecklingen bland de högre tjänstemännen åt andra hållet under  
 1990-talet. 
  
 I ett internationellt jämförande perspektiv utmärks svenskarna av (a) ett relativt starkt stöd för välfärdsstatliga åtaganden, dock inte lika starkt som i Norge, (b) mer markanta klasskillnader i åsikter om välfärdsstatens omfattning och ansvar än i andra västländer (Svallfors 1997; 1999c). 
  
 7.2.1 
  
 Nya frågor 
  
 Med utgångspunkt från resultaten i dessa tidigare undersökningar kan några nya frågeställningar utvecklas. För det första kan man, som framhållits ovan, fråga i hur stor utsträckning de delvis problematiska tillitsnivåer som registrerades vid 1997 års under- sökning (då de för första gången inkluderades) är att betrakta som specifika krisreaktioner, eller om de kvarstår ännu i övergången till det nya seklet. För det senare kunde tala att den förbättrade svenska ekonomin och statsfinanserna endast i begränsad omfatt- ning fått effekter även i de kommunala välfärdstjänsterna. Som Arellano  Fletcher (2000) visar, är allmänhetens bedömning av de kommunala välfärdstjänsternas förändring inte alls lika positiv som deras bedömning av hur den svenska ekonomin förändrats. Allmänhetens bedömning av kvaliteten inom den kommunala välfärdsservicen är dessutom tätt sammanlänkad med såväl egna direkta erfarenheter som politiska sympatier. Det är alltså inte alls givet att tilliten för välfärdspolitiken har blivit bättre under de 
 359 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 SOU 2001:57 
  
 senare åren. Kanske har tilliten tvärtom fått sig en avgörande törn så att tillitsnivåerna i själva verket  
 sjunkit  
 under de senaste åren? 
 Samma typ av fråga kan ställas beträffande den egna betalnings- viljan. Resultaten från 1997 tydde på att denna var hög och att låt-  
 någon-annan-betala-syndromet 
  inte skulle vara så påtagligt i den svenska välfärdsopinionen. Men var detta ett resultat från en speci- fik konjunktur, från ett välfärdskrisens Sverige? Man kan som påpekats ovan tänka sig att kombinationen av  
 1990-talets 
  skatte- höjningar och det faktum att välfärdspolitikens upplevda kvalitet åtminstone inte förbättrats under de senaste åren skulle leda till en ökad ovilja att betala för välfärdspolitiken. I ett land där världens högsta skatter inte ger dig god vård, skola och omsorg för att travestera förra årets affischkampanj från  
 Skattebetalarnas förening 
 , kanske den höga betalningsviljan beträffande välfärdspolitiken börjar urholkas? 
 Man kan för det tredje också fråga sig hur tilliten till välfärds- politiken hänger samman med betalningsviljan. Leder låg tillit till välfärdspolitiken till lägre betalningsvilja? Det vore ju logiskt kan man tycka: varför betala för något man ändå inte tror kommer att fungera? Å andra sidan kan det vara precis tvärtom: den som inte tror att välfärdspolitiken kan lösa sina uppgifter på ett bra sätt kanske hänför detta till resursbrist och kan därför få en  
 högre  
 betalningsvilja. 
 För det fjärde vet vi relativt lite om viktiga gruppskillnader ifråga om tillit och betalningsvilja. Vad gäller åsikter om välfärdspolitiska utgifter, service eller finansieringsformer, liksom beträffande miss- tänksamhet om att tjänster och bidrag missbrukas, har man kunnat belägga viktiga skillnader mellan olika klasser, mellan män och kvinnor, eller mellan åldersgrupper (Svallfors 1999a; 1999b). Men vi vet mindre om hur gruppskillnader i tillit och betalningsvilja ser ut. 
 Med dessa fyra frågeställningar som utgångspunkter ska vi därför ge oss i kast med data och analyser som kan belysa dem. 
  
 7.3 
  
 Data och analysstrategier 
  
 De data som analyserna bygger på härrör från två undersökningar genomförda 1997 och 2000. 1997 års undersökning var den tredje replikationen av en bred undersökning om svenskarnas attityder till välfärdspolitiken; de tidigare undersökningarna genomfördes 1986 
 360 
  
 SOU 2001:57 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 och 1992. I 1997 års undersökning inkluderades för första gången de frågor kring tillit och betalningsvilja som här står i fokus. 
 Dessa frågor inkluderades även som tillägg i en undersökning genomförd våren 2000 
 2 
 , och det är dessa som utgör den empiriska basen för analyserna i detta kapitel. 
 Urvalsramen 1997 utgjordes av befolkningen  
 18–76 
  år. Bortfallet blev 33 procent och uppvisar ingen tydlig Santana ifråga om köns- eller ålderssammansättning (men ett något större bortfall i Stockholms- regionen). Undersökningen 2000 var avsedd att representera befolkningen  
 18–79 
  år. Ett fel i slumptalsproceduren kom dock att exkludera befolkningen  
 18–28 
  år från urvalsramen, varför det slut- liga urvalet endast omfattar befolkningen  
 29–79 
 3 
  
 år. Bortfallet blev inom detta åldersintervall 40 procent. Miller struktur är inte känt, men det finns ingen anledning att anta att detta skulle skilja sig från 1997 års bortfall. 
 Såväl 1997 som 2000 genomfördes datainsamlingen som post- enkät med upprepade påminnelser till kvarvarande bortfall. 
 4  
 Det stora bortfall som karakteriserar framförallt undersökningen år 2000 är numer vanligt i enkätundersökningar av detta slag. Trots att inga påtagliga skevheter i bortfallet brukar kunna konstateras stämmer detta till eftertanke. Det är sannolikt så att de som har litet eller inget intresse för de frågor som är aktuella i enkäten har en större benägenhet att välja att inte delta, och att svar av slaget varken eller, bra som det är och vet ej skulle vara vanligare om även dessa grupper kunde fås att delta. Däremot torde gruppen som aktivt motsätter sig myndigheter och av den anledningen väljer att inte svara vara relativt liten. 
 5  
 De sjunkande svarsfrekvenser som kunnat konstateras under senare år kan nog snarare hänföras till en allmän uttröttning på grund av den stora mängd opinions- och marknadsundersökningar som tillställs de svenska medborgarna. 
 För att maximera jämförbarheten mellan 1997 och 2000 har åldersintervallet standardiserats. De jämförelser vi redovisar mellan 
  
 2 
  
 Denna undersöknings huvudsakliga fokus rörde miljöfrågor och utfördes inom ramen för det s.k.  
  
 International Social Survey Program  
 (ISSP). 
  
 3 
  
 En ny datainsamling genomförs därför under våren 2001 som kommer att omfatta den riktiga urvalsramen. 
  
 4 
  
 Hela urvalet tillställdes enkät med följebrev, samt ett tack- och påminnelsekort efter ca en vecka. De som ännu efter två veckor inte svarat (eller avböjt medverkan) tillställdes ny enkät. En fjärde kontakt söktes via telefonpåminnelse, och en femte via ny enkät till kvarvarande bortfall. Det är svårt att föreställa sig att ytterligare påstötningar gett något påtagligt bidrag till svarsfrekvensen. 
  
 5 
  
 Det bör också påpekas att undersökningen år 2000 hade miljöfrågor som sitt huvudsakliga fokus, och därför inte torde ha skrämt välfärdsstatsmotståndare på flykten. 
  
 361 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 SOU 2001:57 
  
 åren omfattar därför endast befolkningen  
 29–76 
  år. Som framgår av bilaga B är dock skillnaderna 1997 för de aktuella frågorna mini- mala när vi jämför åldersintervallet  
 18–76 
  med intervallet  
 29–76. 
  Men antagandet att detta är fallet även 2000 har vi därför betraktat de siffror som redovisas i kapitlet som representativa för hela den vuxna befolkningen. 
 Utöver urvalet och bortfallet kan också kontexteffekter i fråge- formuläret äventyra jämförbarheten mellan åren. Med kontext- effekter avses att de övriga frågorna i frågeformuläret kan påverka svaren på de frågor man analyserar. Här finns påtagliga skillnader mellan frågekontexten 1997 och 2000. Frågorna vi är intresserade av följde i 1997 års frågeformulär efter flera långa frågebatterier där den allmänna inställningen till den offentliga sektorn, attityder till offentliga utgifter, offentlig service och offentlig finansiering berördes. Frågeformuläret 2000 behandlade i sin huvuddel miljö- frågor och de här aktuella frågorna är de första där respondenterna leds in på ämnet välfärdspolitik. Det är svårt att bedöma om detta fått några effekter på svaren. Metodböckerna pekar dock på att specifika frågor av det slag som här behandlas inte påverkas lika mycket av frågekontext som mer allmänna frågor (Bryan  Presser 1996). 
  
 7.3.1 
  
 Tilltro och betalningsvilja: empiriska indikatorer 
  
 Begreppen tilltro och tillit är notoriskt svårfångade i empiriska undersökningar. Den väg som valts här är att efterfråga med- borgarnas tillit till att det välfärdspolitiska systemet kommer att leverera det som utfästs till dem, alltså att systemet förmår att garantera god vård och omsorg eller en dräglig tillvaro vid olika typer av försörjningsproblem. 
 Detta har efterfrågats på två sätt. För det första genom att be respondenterna ange hur stor risk de ser att själva hamna i olika slags problematiska situationer (se bilaga C, fråga 25). Här är olika typer av försörjnings- och vårdproblem inkluderade, även sådana där det direkta ansvaret knappast kan sägas ligga hos någon välfärdspolitisk instans (arbetslöshet, bostadskostnader). 
 Man kan naturligtvis ifrågasätta huruvida de senare ska betraktas som indikatorer på tillit till välfärdsstaten eftersom de inkluderar riskbedömningar som inte ingår i välfärdsstatens ansvarsområde (t.ex. internationella ekonomiska konjunkturer, räntehöjningar). Å 
 362 
  
 SOU 2001:57 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 andra sidan är den fulla sysselsättningen och en aktiv bostadspolitik historiskt viktiga inslag i den svenska samhällsmodellen och med- borgarnas bedömning av hur systemet fungerar torde därför inklu- dera även dessa aspekter. Som snart kommer att framgå hänger dessutom alla dessa indikatorer väl samman. I de följande analy- serna kommer jag därför att redovisa både summerade mått, där alla indikatorer ingår, och enskilda indikatorer. 
 För det andra har tilliten efterfrågats genom att undersöka det upplevda behovet av privata försäkringar för att komplettera den offentliga välfärdspolitiken (se bilaga C fråga 26). Denna aspekt av tilliten gäller snarast standardtryggheten, dvs. säkerheten att kunna bibehålla en invand livsstil eller erhålla en förväntad service- kvalitet. Ett tydligt upplevt behov av privata försäkringskomplet- teringar kan ses som en indikation på bristande tilltro till att de offentliga systemen kommer att kunna leverera den grad av försäk- ring som efterfrågas. 
 De sätt att undersöka tilliten som valts rör alltså vad den enskilde medborgaren för egen del befarar eller litar på. Tilliten till välfärdsstaten kan naturligtvis ses även som en bredare fråga: tror medborgarna att systemet kommer att fungera inte bara för dem själva utan för att säkerställa välfärdsstatliga målsättningar och ambitioner i stort? Får barnen (inte bara mina egna) en god omsorg och utbildning? Får pensionärerna (inte bara jag själv om tjugo år) en dräglig levnadsstandard? Dessa aspekter har dock inte efter- frågats i de undersökningar som analyseras här. 
 Den individuella skattebetalningsviljan har undersökts genom att för ett antal områden frågan har ställts om respondenterna själva kunde tänka sig att betala mer skatt, givet att denna skulle gå till dessa ändamål. Svaren har angetts på en skala från Ja, absolut till Nej, absolut inte (Se bil C, fråga 28). Detta sätt att ställa frågan kan kontrasteras med två andra, ett där man frågar allmänt om skatteutgifter för olika välfärdspolitiska ändamål (se t.ex. Svallfors 1999a: Tab 3.1), och ett där man frågar om skatternas nivå i allmänhet (se t.ex. Walter 2000). Det första sättet att fråga kan då lätt ge en överdriven bedömning av hög skattebetalningsvilja; det är lätt att  
 låt-någon-annan-betala-syndromet 
  får för stort genom- slag i svaren. Det andra sättet att fråga ger lätt en överdriven upp- fattning åt andra hållet. Genom att skatternas nivå inte ställs i rela- tion till något konkret utbud av bidrag och tjänster blir det alltför lätt att tycka att skatterna ska sänkas. Den här valda metoden är ett 
 363 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 SOU 2001:57 
  
 tredje, och måhända bättre, sätt att bedöma skattebetalningsviljan ifråga om välfärdspolitiska ändamål. 
 De analyser som presenteras är av ett relativt deskriptivt slag. Inledningsvis redovisas procenttal och värden för enskilda indi- katorer. Dessa indikatorer sammanfattas sedan till summerade mått, s.k. index, som jämförs mellan åren och mellan grupper. Avsikten med att använda index istället för enskilda indikatorer är att dels kunna sammanfatta informationen på ett hanterligt sätt, dels skapa mått som är mer robusta och mindre känsliga för hur enskilda frågor kommit att uppfattas vid olika tillfällen. Hur dessa index är konstruerade och hur olika mått och koefficienter ska tolkas förklaras i anslutning till tabeller och diagram. 
  
 7.4 
  
 Riskbedömning och betalningsvilja  
  
 1997–2000 
  
 Vad har då hänt med svenskarnas bedömning av välfärdspolitiska risker, deras tillit till de välfärdspolitiska institutionernas sätt att fungera, och med deras skattebetalningsvilja under seklets sista år? I detta avsnitt följer vi denna utveckling och frågar också hur dessa olika aspekter hänger samman. 
  
 7.4.1 
  
 Risk och tillit 
  
 I Tabell 1 redovisas hur stor sannolikhet respondenterna ser för olika slags försörjnings- och vårdproblem 1997 respektive 2000. I tabellens två första kolumner ser vi den andel som tror att det är mycket stor eller ganska stor sannolikhet att de ska hamna i dessa problem. De två sista kolumnerna redovisar ett skalvärde för varje delfråga. Detta skalvärde är konstruerat så att den som tror: att sannolikheten är mycket stor får värdet 3; att sannolikheten är ganska stor får värdet 2; att sannolikheten är ganska liten får värdet 1; att sannolikheten är mycket liten får värdet 0. Ju högre värdet är desto större är den uppfattade risken. Värdet 3 i tabellen skulle alltså betyda att alla respondenterna tror att det är mycket stor sannolikhet för att problemet ifråga ska uppstå. 
 364 
  
 SOU 2001:57 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 Tabell 1.  
 Bedömd risk för olika slags försörjningsproblem  
 (1997–2000). 
  Befolkningen  
 29–76 
  år 
  
 Hur stor tror du sannolikheten är att du 
  
 Sannolikt 
  
 Sannolikt 
  
 Skalvärde 
  
 Skalvärde 
  
 1997 (%) 
  
 2000 (%) 
  
 1997 
  
 2000 
  
 kommer att bli arbetslös inom de närmaste 
  
 15,9 
  
 17,4 
  
 0,72 
  
 0,73 
  
 åren? 
  
 inte får den sjukvård du behöver om du 
  
 26,9 
  
 33,0 
  
 1,06 
  
 1,19 
  
 skulle bli sjuk? 
  
 inte klarar en månads sjukskrivning utan 
  
 27,2 
  
 23,4 
  
 0,94 
  
 0,91 
  
 allvarliga ekonomiska konsekvenser? 
  
 inom de närmaste åren måste avstå från 
  
 14,8 
  
 13,5 
  
 0,65 
  
 0,62 
  
 läkarbesök på grund av att du inte har råd? 
  
 måste flytta från din bostad inom de 
  
 13,7 
  
 12,5 
  
 0,67 
  
 0,62 
  
 närmaste åren p.g.a. för höga 
  
 boendekostnader? 
  
 får en statlig pension som inte ger dig en 
  
 56,7 
  
 58,0 
  
 1,72 
  
 1,76 
  
 acceptabel levnadsstandard som 
  
 pensionär? 
  
 (n) 1997: ca 1 050; 2000 ca 1 070. 
 Som framgår av tabellen är riskbedömningen i stort sett stabil från 1997 till 2000. Tillitsproblemet är uppenbart störst vad gäller pen- sionerna, där en stor andel av respondenterna anser det sannolikt att de inte får en statlig pension som ger dem en acceptabel levnadsstandard. Den enda statistiskt signifikanta förändringen mellan 1997 och 2000 är att andelen som har svag tillit till sjuk- vården ökar. Ingen av de andra förändringarna mellan åren är stati- stiskt signifikanta (5  
 procents-nivån). 
  Det är vid bägge under- sökningstillfällena väsentligt lägre andelar som ser stora risker för arbetslöshet, ekonomiska problem p.g.a. sjukdom, inställda läkar- besök eller flyttning p.g.a. kostnader, än vad som är fallet vad gäller otillräckliga pensioner. 
 Tabell 2 visar en annan tänkbar indikator på sviktande för- troende för den offentliga välfärdspolitiken, ett upplevt behov av privata försäkringskompletteringar. I tabellens två vänstra kolum- ner visas hur stor andel som 1997 respektive 2000 anser sig absolut ha behov av privat försäkring. I de två högra kolumnerna anges istället värdet på en skala som går från 0 (Nej, absolut inte) till 3 (Ja, absolut). Högre värde betyder alltså större upplevt behov. 
 365 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 SOU 2001:57 
  
 Tabell 2.  
 Upplevt behov av privat försäkring  
 (1997–2000). 
  Befolk- ningen  
 29–76 
  år 
  
 Jag känner behov av att ha en privatförsäkring 
  
 Ja absolut 
  
 Ja absolut 
  
 Skalvärde 
  
 Skalvärde 
  
 för att 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 få högre ersättning vid sjukskrivning 
  
 18,6 
  
 16,6 
  
 1,59 
  
 1,56 
  
 få högre ersättning vid arbetslöshet 
  
 15,9 
  
 15,8 
  
 1,51 
  
 1,49 
  
 få högre pension 
  
 45,1 
  
 47,3 
  
 2,21 
  
 2,30 
  
 komplettera den offentliga sjukvården om jag blir 
  
 17,1 
  
 15,5 
  
 1,59 
  
 1,61 
  
 sjuk 
  
 komplettera den offentliga äldreomsorgen när 
  
 26,7 
  
 23,5 
  
 1,90 
  
 1,93 
  
 jag blir gammal 
  
 (n) 1997 ca 1 030; 2000 ca 1 040. 
 Även här framgår den stabilt låga tilltron till pensionssystemet. Nära hälften av de tillfrågade anser sig absolut ha behov av en privat pensionsförsäkring. Även ifråga om äldreomsorgen är det en ganska stor andel som absolut anser sig ha behov av privat för- säkring. Ifråga om de andra områdena är andelen som anser sig behöva privat försäkring mindre, men den är inte negligerbart på någon punkt. På samtliga punkter är åsikterna helt stabila från 1997 till 2000. 
  
 7.4.2 
  
 Individuell skattebetalningsvilja 
  
 I Tabell 3 visas hur den individuella skattebetalningviljan utvecklats från 1997 till 2000. Tabellens två vänstra kolumner visar hur stor andel av de tillfrågade som svarar Ja (absolut eller förmodligen) på frågan om de kan tänka sig att betala mer skatt givet att den går till vissa ändamål. Tabellens två högra kolumner visar skalvärdet på en skala som går från 0 (Nej, absolut inte) till 3 (Ja, absolut). Högre värde betyder alltså högre skattebetalningsvilja. 
 366 
 SOU 2001:57 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 Tabell 3 
 . Individuell skattebetalningvilja  
 (1997–2000). 
  Befolk- ningen  
 29–76 
  år 
  
 Kan tänka sig att själv betala mer skatt om den går till 
  
 Ja 
  
 Ja 
  
 Skalvärde 
  
 Skalvärde 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 sjuk- och hälsovård 
  
 67,2 
  
 69,3 
  
 1,85 
  
 1,82 
  
 stöd till äldre (pensioner, äldreomsorg m.m.) 
  
 63,3 
  
 66,5 
  
 1,76 
  
 1,77 
  
 stöd till barnfamiljer (barnbidrag, barnomsorg m.m.) 
  
 41,3 
  
 42,4 
  
 1,35 
  
 1,38 
  
 socialbidrag 
  
 29,7 
  
 35,9 
  
 1,09 
  
 1,26 
  
 den vanliga skolan (grund- och gymnasieskolan) 
  
 61,9 
  
 61,8 
  
 1,73 
  
 1,70 
  
 sysselsättningspolitiska insatser 
  
 39,8 
  
 39,3 
  
 1,30 
  
 1,31 
  
 (n) 1997 ca 1 050; 2000 ca 1 080. 
 Även här är attityderna stabila mellan 1997 och 2000. Det enda undantaget är att en något större andel år 2000 säger sig vara villiga att betala mer skatt om denna går till socialbidrag än vad som var fallet tre år tidigare. I övrigt ser vi 1997 precis som 2000 att andelarna som kan tänka sig att betala mer skatt om denna går till sjukvård, stöd till de äldre eller skolan är större än vad som är fallet för stöd till barnfamiljerna, socialbidragen eller sysselsättnings- politiken. Det bör dock noteras att skillnaderna i attitydstöd mellan olika områden är betydligt mindre när den egna skatte- betalningsviljan efterfrågas än när frågan gäller mer allmänt om skattefinansierade utgifter för olika ändamål (jfr Svallfors 1999a: Tab. 3.1). 
  
 7.4.3 
  
 Samband mellan olika attityddimensioner 
  
 Hur hänger då de olika indikatorerna på risk, tillit och betalnings- vilja samman? Bildar de ett och samma mönster så att den som har en viss tillit till pensionerna också tenderar att ha samma grad av tillit till övriga välfärdspolitiska insatser, och att den som har låg tillit även tenderar att ha låg skattebetalningvilja? Eller hänger åsikterna inte alls ihop i bestämda mönster? 
 Ett sätt att beskriva detta är genom en s.k. faktoranalys, där den totala variationen i svaren på enstaka frågor reduceras till ett antal underliggande mönster, s.k. faktorer. Frågor som har starkt sam- band med varandra får höga korrelationer med samma under- liggande faktor, medan frågor med svagt inbördes samband korre- 
 367 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 SOU 2001:57 
  
 lerar med olika faktorer. 
 6  
 Om alla de redovisade attityderna hade ett starkt samband med varandra skulle man i idealfallet hitta endast en underliggande faktor i hela materialet. 
  
 Tabell 4.  
 Dimensionsanalyser av attityder till välfärdspolitiken  
 1997–2000. 
  Faktorladdningar x 100 
  
 1997 
  
 2000 
  
 Faktor 
  
 I 
  
 II 
  
 III 
  
 I 
  
 II 
  
 III 
  
 Sannolikt: arbetslös 
  
 02 
  
 11 
  
 57 
  
 12 
  
 01 
  
 68 
  
 Sannolikt: ej sjukvård 
  
 01 
  
 18 
  
 45 
  
 -09 
  
 16 
  
 55 
  
 Sannolikt: ej klara sjukskrivning 
  
 06 
  
 13 
  
 79 
  
 10 
  
 23 
  
 77 
  
 Sannolikt: avstå läkarbesök 
  
 07 
  
 02 
  
 84 
  
 08 
  
 08 
  
 86 
  
 Sannolikt: flytta p.g.a. kostnad 
  
 04 
  
 -01 
  
 77 
  
 -01 
  
 07 
  
 82 
  
 Sannolikt: ej acceptabel pension 
  
 -08 
  
 30 
  
 47 
  
 -06 
  
 34 
  
 54 
  
 Behov privat sjukförsäkring 
  
 08 
  
 80 
  
 15 
  
 -01 
  
 83 
  
 14 
  
 Behov privat arbetslöshetsförs. 
  
 07 
  
 77 
  
 25 
  
 02 
  
 78 
  
 21 
  
 Behov privat pensionsförs. 
  
 02 
  
 74 
  
 05 
  
 -05 
  
 74 
  
 04 
  
 Behov privat sjukvårdsförs. 
  
 04 
  
 81 
  
 12 
  
 -07 
  
 83 
  
 16 
  
 Behov privat äldreomsorgsförs. 
  
 05 
  
 82 
  
 11 
  
 02 
  
 79 
  
 14 
  
 Betala skatt sjukvård 
  
 84 
  
 11 
  
 -02 
  
 83 
  
 01 
  
 -04 
  
 Betala skatt äldre 
  
 84 
  
 12 
  
 02 
  
 86 
  
 -02 
  
 -00 
  
 Betala skatt barnfamiljer 
  
 80 
  
 04 
  
 07 
  
 83 
  
 -05 
  
 01 
  
 Betala skatt socialbidrag 
  
 73 
  
 -13 
  
 07 
  
 79 
  
 -04 
  
 12 
  
 Betala skatt skolan 
  
 77 
  
 14 
  
 00 
  
 82 
  
 06 
  
 -05 
  
 Betala skatt sysselsättningspol 
  
 71 
  
 -01 
  
 -00 
  
 74 
  
 -07 
  
 09 
  
 Eigenvalue 
  
 3,7 
  
 3,3 
  
 2,8 
  
 4,0 
  
 3,4 
  
 3,2 
  
 Förklarad varians (%) 
  
 21,8 
  
 19,6 
  
 16,5 
  
 23,6 
  
 19,7 
  
 18,7 
  
 Principalkomponenanalys med varimaxrotation, faktorladdningar >40 i fetstil. 
 Så är emellertid inte fallet, vilket framgår av Tabell 4. Här fram- kommer ett mycket klart mönster i materialet, som helt korre- sponderar mot de tre aspekter av välfärdspolitiska attityder som särskilts ovan. Faktor I innefattar alla frågorna som rör skatte- betalningsviljan, faktor II det uppfattade behovet av privat försäk- ring och faktor III den bedömda sannolikheten för olika för- sörjnings- och vårdproblem. Detta mönster är stabilt från 1997 till 2000; den enda skillnaden är att mönstren hänger ännu tydligare 
  
 6  
 De eigenvalues som redovisas i tabellen är enkelt uttryck ett mått på hur stor del av den totala variationen i svaren som respektive faktor fångar upp. Endast faktorer som har eigenvalues högre än 1 urskiljs i den roterande lösningen. 
 368 
  
 SOU 2001:57 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 samman vid det senare tillfället, något som avspeglas i högre faktorladdningar och eigenvalues. 
 Det finns skäl att något reflektera kring de mönster som fram- kommer. För det första tyder mönstren på att de tillfrågade inte differentierar särskilt tydligt mellan olika typer av risker, eller mellan olika typer av välfärdspolitiska program. Det finns en all- män benägenhet att lita eller inte lita på välfärdspolitiken, liksom det finns en allmän skattebetalningsvilja för välfärdspolitiken som inte skiljer så tydligt mellan olika välfärdspolitiska program. Det senare är intressant emedan den tydliga skillnad i attitydstöd för generella respektive riktade välfärdspolitiska program, som man kan urskilja när mer allmänna frågor om skattefinansierade utgifter ställs, inte tycks vara för handen när den individuella skatte- betalningsviljan efterfrågas. 
 För det andra visar det faktum att skilda faktorer överhuvudtaget urskiljs att det inte är så att den som ser stora risker för försörj- nings- och vårdproblem därmed automatiskt ser ett större behov för privat försäkring; inte heller intar man automatiskt någon ståndpunkt ifråga om att betala mer skatt för välfärdspolitiska ändamål. Dessa tre aspekter av attityder till välfärdspolitik är klart åtskilda när man svarar. Vi återkommer till denna fråga nedan. 
 Med stöd från faktoranalysens resultat konstruerades tre sammanfattande index för att använda som mått i jämförelser mellan år och grupper. I Riskindex ingår alla frågor från Tabell 1, i Privatindex alla frågor från Tabell 2 och i Skattindex alla frågor från Tabell 3. Indexen konstruerades så att skalvärdena för de enskilda indikatorerna summerades, varefter indexet dividerades med sitt maxvärde och multiplicerades med 100. Varje index kan då variera mellan 0 och 100, och högre värde betyder större uppfattad risk, större upplevt behov av privat försäkring respektive högre skattebetalningsvilja. 
 369 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 SOU 2001:57 
  
 Tabell 5.  
 Attitydindex  
 1997–2000 
 (29–76 
  år). Indexvärden, relia- bilitet och Fowler korrelationskoefficient 
  
 1997 
  
 2000 
  
 Riskindex  
 (Högt värde = Hög uppfattad risk) 
  
 30,8 
  
 31,2 
  
 Cronbachs Alpha 
  
 0,74 
  
 0,81 
  
 Privatindex  
 (Högt värde = Högt upplevt behov) 
  
 59,0 
  
 59,5 
  
 Cronbachs Alpha 
  
 0,87 
  
 0,87 
  
 Skattindex  
 (Högt värde = Hög betalningsvilja) 
  
 50,1 
  
 50,1 
  
 Marks 
  
 0,88 
  
 0,90 
  
 Korrelation  
 Riskindex-Privatindex 
  
 0,34 
  
 (p=.000) 
  
 0,37 
  
 (p=.000) 
  
 Korrelation  
 Riskindex-Skattindex 
  
 0,07 
  
 (p=.07) 
  
 0,05 
  
 (p=.16) 
  
 Korrelation  
 Privatindex-Skattindex 
  
 0,15 
  
 (p=.000) 
  
 -0.01 
  (p=.74) 
  
 I Tabell 5 redovisas indexvärdena, reliabilitetsmått och korre- lationer mellan de tre indexen. 
 7  
 Som framgår förändras inget av de tre indexen överhuvudtaget mellan åren. Korrelationsmåttet (Pearsons r) visar att det finns ett relativt starkt samband mellan Riskindex och Privatindex, vilket innebär att den som ser stor sannolikhet för försörjnings- och vårdproblem också tenderar att se ett stort behov av privat försäkring, vilket förefaller rimligt. Däremot finns det inga tecken på att skattebetalningsviljan hänger ihop med de båda andra indexen. Korrelationen mellan Riskindex och Skatteindex är obefintlig och detsamma gäller sambandet mellan Privatindex och Skattindex år 2000. 
 Det finns alltså inga belägg för att en låg tilltro till de välfärds- statliga institutionerna skulle leda till någon bestämd ståndpunkt ifråga om att betala mer skatt för välfärdspolitiska ändamål. Detta samband har ofta tagits för givet, på så vis att man antagit att den som har låg tilltro till välfärdspolitiken också skulle bli mindre benägen att betala skatt för den (t.ex. Danielsson 1997). Detta är dock inget som på förhand kan tas för givet. Den som hyser låg tilltro kan lika gärna vilja stärka vad man ser som en välfärdspolitik med resursbrist. Detta är förmodligen vad som ligger bakom de obefintliga sambanden emellan dessa attityddimensioner. 
  
 7  
 Cronbachs Alpha är ett reliabilitetsmått, som enkelt uttryckt indikerar om de variabler som ingår i ett index verkligen mäter samma sak. Som en tumregel brukar man betrakta ett  
 Alpha-värde 
  på mer än 0.70 som fullt tillfredsställande, medan index med  
 Alpha-värden 
  på mindre än 0.60 har för låg reliabilitet för att användas. 
 370 
  
 SOU 2001:57 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 7.5 
  
 Klass, kön och familjetyp: gruppskillnader  
  
 1997–2000 
  
 Finns det då vissa grupper där tilltron till välfärdspolitiken res- pektive skattebetalningsviljan är särskilt hög eller låg? Och ser dessa gruppskillnader likadana ut 2000 som de gjorde 1997? I det följande ska redovisas hur  
 klasskillnader 
 , skillnader mellan  
 män och kvinnor 
 , och skillnader mellan olika  
 familjetyper  
 ser ut. Grupp- skillnader i de index som konstruerats jämförs mellan åren. I  
 appendix-tabeller 
  återfinns gruppmedelskillnader för de enskilda indikatorerna. 
 8 
  
 Klass och kön är två av samhällets mest grundläggande  
 makt-, 
  stratifierings- och konfliktdimensioner. Välfärdspolitiken förändrar på en rad olika sätt dessa förhållanden och bidrar på så sätt till att utjämna makt- och resursskillnader mellan klasser och mellan män och kvinnor. Ett begrepp som dekommodifiering försöker fånga att välfärdsstaten bidrar till att göra individer mindre beroende av sin marknadsposition för sin välfärd  
 (Hernandez 
  1985). På motsvarande sätt har genusforskare påtalat att universella välfärds- politiska system gör kvinnor mindre beroende av män och familjer för sin försörjning (t.ex. Moreno 1993). Det är därför intressant att se vilken tillit till välfärdsstaten olika klasser och män och kvinnor har, och hur deras skattebetalningsvilja ser ut. 
 9 
  
 Klassindelningen som redovisas i det följande bygger på den  
 socio-ekonomiska 
  indelningen (SEI). Sex olika klasser urskiljs: ej facklärda arbetare, facklärda arbetare, lägre tjänstemän, tjänstemän på mellannivå, högre tjänstemän och företagare. Klassindelningen bygger på individens yrke. Pensionärer, arbetslösa m.fl. utan nuva- rande yrke har klassificerats efter sitt senaste yrke (om något). 
 Att jämföra även olika familjetyper med varandra motiveras av att barnfamiljer, och i synnerhet ensamstående föräldrar (av vilka en majoritet är kvinnor), är en grupp som varit påtagligt utsatt i 
  
 8 
  
 De skillnader i gruppmedelvärden som redovisas i diagram  
  
 1a–3c 
  är statistiskt signifikanta  
 (0,05-nivån), 
  med följande undantag: Klasskillnaderna på Privatindex (bägge åren), skillnaderna mellan olika familjetyper på Skatteindex (bägge åren), samt skillnaderna mellan män och kvinnor på Skatteindex (1997). Med statistisk signifikans avses hur stor chansen är att rena slumpfaktorer i urvalet skulle ha kunnat orsaka de redovisade skillnaderna. 
  
 9 
  
 Nära sammanhängande med frågan om kön är den om privat kontra offentlig anställning. Det visar sig dock att sektorsanställningen har en mycket ringa betydelse för de attityder vi här studerar. 
  
 371 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 SOU 2001:57 
  
 1990-talets 
  välfärdspolitiska kris (SOU 2000:3). 
 10  
 Det är därför av intresse att se hur tilliten och betalningsviljan ser ut bland med- lemmar av olika familjetyper. Vi ska här skilja mellan samman- boende utan barn i hushållet, sammanboende med barn ( 
 Figur 1a visar hur värdena på Riskindex förändrats i olika klasser. Vi ser att klasskillnaderna ökar något mellan 1997 och 2000. Den bedömda risken för försörjnings- och vårdproblem minskar bland högre tjänstemän och tjänstemän i mellanposition, medan den ökar något i de andra grupperna. Som vi ser i appendix Tabell A1, är det både ifråga om bedömda risker för arbetslöshet, ekonomiska problem vid sjukskrivning och för låg pension som klasskillnaderna ökar. Däremot är det obefintliga klasskillnader vad gäller farhågor för utebliven sjukvård. Förändringarna är dock inte särskilt stora på någon punkt. Inte heller är klasskillnaderna överlag särskilt stora, även om de är statistiskt signifikanta. Ordningen mellan klasser är den vi kunde förvänta oss, där arbetarna ser de största riskerna för försörjnings- och vårdproblem och de högre tjänstemännen de minsta riskerna. 
  
 10  
 Två andra grupper som drabbats särskilt av den välfärdspolitiska krisen är ungdomar och utomeuropeiska invandrare (SOU 2000:3). På grund av urvalets särdrag går ungdoms- gruppen inte att studera i detta material, och gruppen utomeuropeiska invandrare är generellt för liten i urvalet för att man ska kunna göra meningsfulla jämförelser. 
 372 
  
 SOU 2001:57 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 Figur 1a.  
 Riskindex – Värden i olika klasser 
 50 
 45 
  
 40 
  
 35 
  
 34,8 
  
 35,7 
  
 34,9 
  
 32,7 
  
 33,2 
  
 30 
  
 31 
  
 30,4 
  
 28,7 
  
 28,3 
  
 28,4 
  
 25 
  
 26,3 
  
 20 
  
 21,9 
  
 1997 
  
 2000 
  
 Figur 1b.  
 Riskindex – Värden bland män och kvinnor 
 50 
 45 
 40 
  
 35 
  
 34,4 
  
 33,4 
  
 30 
  
 28,5 
  
 28,5 
  
 25 
  
 20 
  
 1997 
  
 2000 
  
 Figur 1c.  
 Riskindex – Värden i olika familjetyper 
  
 50 
  
 48,1 
  
 45 
  
 45,1 
  
 40 
  
 35 
  
 33,5 
  
 36,1 
  
 30 
  
 32,5 
  
 32 
  
 25 
  
 26,3 
  
 26,6 
  
 20 
  
 1997 
  
 2000 
  
  Ej fackl arb 
  
  Fackl arb 
  
  Lägre tjm 
  
 Mellantjm 
  
 Högre tjm  
  Företagare 
 Män 
  
  Kvinnor 
  
  Ensam m barn 
  
  Ensam u barn 
  
  Sambo m barn 
  
 Sambo u barn 
 373 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 SOU 2001:57 
  
 Inte heller mellan män och kvinnor hittar vi särskilt stora skillnader eller någon som helst förändring mellan åren (Figur 1b). Kvinnor ser en något större risk för problem i olika avseenden än vad män gör. Detta gäller som vi ser i Tabell A1 i synnerhet för ekonomiska problem vid sjukskrivning och låga pensioner. 
 Däremot ser vi i Figur 1c att de ensamstående föräldrarna har ett markant högre indexvärde än de andra, och att skillnaderna mellan dem och de sammanboende ökat något från 1997 till 2000. Om vi jämför värdet för de ensamstående föräldrarna med dem vi fann i de tidigare diagrammen ser vi också att det är avsevärt högre än vad som är fallet i någon annan grupp av dem vi studerat. Detta är alltså en grupp som ser en påtagligt större risk för försörjnings- och vårdproblem än vad andra gör. Det gäller som framgår av Tabell A1 alla enskilda indikatorer, men i synnerhet risken för ekonomiska problem vid sjukskrivning. 
 Om vi i Figur 2a vänder blickarna mot det upplevda behovet av privat försäkring ser vi att klasskillnaderna var ganska små redan 1997 och att de har i det närmaste helt försvunnit 2000. En intressant förskjutning är dock att medan det var tjänstemanna- grupperna som 1997 upplevde större behov än arbetarna är det motsatta fallet 2000. Som framgår av Tabell A2 är det framförallt vad gäller behovet av privat pensionsförsäkring som förändringar kan registreras. Arbetargrupperna upplever 2000 detta behov i lika stor utsträckning som de högre tjänstemännen, medan detta inte var fallet tre år tidigare. 
 Det faktum att klasskillnaderna generellt är så små kan bero på att det upplevda behovet av privat försäkring säkerligen påverkas både av riskbedömning och av anspråksnivåer. Den högre tjänste- man som har en god tjänstepension och liten risk att bli utan sjuk- vård eller äldreomsorg kan ändå uppleva ett behov av privat försäkring för att garantera en invand levnadsstandard eller högre kvalitet i vård och omsorg. Mot den bakgrunden är det snarast frapperande att arbetargrupperna år 2000 upplever ett något  
 större  
 behov av privat försäkringskomplettering än tjänstemanna- grupperna. 
 374 
  
 SOU 2001:57 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 Figur 2a.  
 Privatindex – Värden i olika klasser 
 70 
 68 
  
 66 
  
 64,6 
  
 64 
  
 62 
  
 61,4 
  
 62,1 
  
 60 
  
 60,8 
  
 60,2 
  
 58 
  
 58,6 
  
 57,6 
  
 58,1 
  
 56 
  
 56,9 
  
 57,8 
  
 56,4 
  
 54 
  
 52 
  
 50 
  
 1997 
  
 2000 
  
 Figur 2b.  
 Privatindex – Värden bland män och kvinnor 
 70 
 68 
 66 
  
 64 
  
 63,3 
  
 62 
  
 61 
  
 60 
  
 58 
  
 57,1 
  
 56 
  
 56,2 
  
 54 
  
 52 
  
 50 
  
 1997 
  
 2000 
  
 Figur 2c.  
 Privatindex – Värden i olika familjetyper 
  
 70 
  
 69,1 
  
 69,2 
  
 68 
  
 66 
  
 64 
  
 63,5 
  
 62 
  
 62,4 
  
 60 
  
 58 
  
 57,2 
  
 57,8 
  
 56 
  
 55,4 
  
 54 
  
 53 
  
 52 
  
 50 
  
 1997 
  
 2000 
  
  Ej fackl. arb. 
  
  Fackl. arb. 
  
  Lägre tjm. 
  
 Mellan tjm. 
  
 Högre tjm.  
  Företagare 
 Män 
  
  Kvinnor 
  
  Ensam m barn 
  
  Ensam u barn 
  
  Sambo m barn 
  
 Sambo u barn 
 375 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 SOU 2001:57 
  
 Skillnaderna mellan män och kvinnor är ganska små 1997 men ökar något till det senare tillfället (Figur 2b). I bägge fallen är det kvinnor som upplever ett större behov av privata försäkringskomp- letteringar än män. 
 Skillnaderna mellan olika familjetyper är däremot, precis som i det tidigare fallet, större än både klass- och könsskillnaderna (Figur 2c). Det är framförallt de ensamstående föräldrarna som upplever ett stort behov av privata försäkringskompletteringar men även sammanboende föräldrar upplever detta behov i större utsträckning än de utan hemmaboende barn. Det är slående att den grupp som i minst utsträckning torde ha råd med privata försäk- ringar är den som i störst utsträckning upplever ett behov av dem. 
 Hur ser då gruppskillnaderna ut när det gäller den egna skatte- betalningsviljan? I Figur 3a visas skillnaderna mellan olika klasser. Skillnaderna är de förväntade, med arbetarna som mest skatte- betalningsvilliga och de högre tjänstemännen som de mest ovilliga. Indexvärdena förändras knappast alls mellan undersökningsåren. Som framgår av Tabell A3 finns det inga signifikanta klasskillnader ifråga om skatt för sjukvård och skola, medan skillnaderna är större ifråga om sysselsättningspolitik och socialbidrag. 
 Klasskillnaderna är alltså inte heller här särskilt stora. Om vi jäm- för klasskillnaderna ifråga om egen skattebetalningsvilja är de till exempel betydligt mindre än dem man finner om man efterfrågar hur stora offentliga medel svenskarna i allmänhet tycker bör gå till olika välfärdspolitiska ändamål, vem man anser bäst lämpad att sköta välfärdstjänster, eller vad man anser om kollektiv kontra privat finansiering av välfärdspolitiska insatser (jfr Svallfors 1999a: Figur 5.1, 5.3, 5.5). De är också avsevärt mindre än åsikts- skillnaderna man finner mellan klasser ifråga om vad man i princip anser att statens välfärdspolitiska ansvar bör vara (Svallfors 1999c: Figur 1). 
 Att klasskillnaderna alltså är mindre när den egna skatte- betalningsviljan efterfrågas än vad gäller många andra välfärdspoli- tiska attityder torde förklaras av att det är både betalnings 
 vilja  
 och betalnings 
 förmåga  
 som återspeglas i svaren. Den grupp som har den största skattebetalningsförmågan – de högre tjänstemännen – är samtidigt den som har den minsta skattebetalningsviljan. Det omvända gäller för arbetargrupperna. Att betalningsvilja och betalningsförmåga på detta vis drar åt olika håll torde därför minska attitydskillnaderna på denna punkt. 
 376 
  
 SOU 2001:57 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 Figur 3a.  
 Skatteindex – Värden i olika klasser 
 60 
 58 
  
 56 
  
 54,5 
  
 54 
  
 53,4 
  
 54 
  
 52 
  
 52,9 
  
 52,6 
  
 50 
  
 50 
  
 50 
  
 48 
  
 47,3 
  
 48,2 
  
 47,4 
  
 46 
  
 46,5 
  
 46,4 
 44 
 42 
 40 
  
 1997 
  
 2000 
  
 Figur 3b.  
 Skatteindex – Värden bland män och kvinnor 
 60 
 58 
 56 
  
 54 
  
 52 
  
 51,5 
  
 52,4 
  
 50 
  
 48,7 
  
 49,5 
  
 48 
  
 46 
  
 44 
  
 42 
  
 40 
  
 1997 
  
 2000 
  
 Figur 3c.  
 Skatteindex – Värden i olika familjetyper 
  
 60 
  
 58 
  
 57,4 
  
 56 
  
 54 
  
 52,3 
  
 52 
  
 51,2 
  
 50,4 
  
 50 
  
 50,6 
  
 50,2 
  
 50 
  
 48 
  
 49,4 
  
 46 
  
 44 
  
 42 
  
 40 
  
 1997 
  
 2000 
  
  Ej fackl arb 
  
  Fackl arb 
  
  Lägre tjm 
  
 Mellantjm 
  
 Högre tjm 
  
  Företagare 
 Män 
  
  Kvinnor 
  
  Ensam m barn 
  
  Ensam u barn 
  
  Sambo m barn  
 Sambo u barn 
 377 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 SOU 2001:57 
  
 Skattebetalningsviljan skiljer sig föga mellan män och kvinnor, men är som förväntat något högre bland kvinnor (Figur 3b). Köns- skillnaderna förändras heller inte mellan åren. 
 Inte heller mellan olika familjetyper hittar vi några egentliga skillnader 1997 (Figur 3c). Till år 2000 ökar dock skattebetalnings- viljan bland de ensamstående med barn så att vi vid detta tillfälle hittar signifikanta skillnader mellan dem och de andra. Det är intressant att den grupp som torde ha de sämsta förutsättningarna att verkligen betala högre skatt samtidigt är den grupp av alla som uttrycker den högsta skattebetalningsviljan vid detta år (jämför värdena i Figur 3a och 3b). Egen upplevelse av betydelsen av välfärdspolitiken för att klara vardagens problem kan måhända för- klara detta. 
 De siffror som hittills redovisats visar skillnader mellan kate- gorier utan hänsyn till andra faktorer. Samtidigt vet vi att dessa faktorer samvarierar. T.ex. är det vanligare bland kvinnor än bland män att vara ensamstående förälder, och kvinnor tenderar att ha lägre klasspositioner än män. Det finns därför skäl att också redo- visa kategoriskillnader netto för andra skillnader. I Tabell 6 har de faktorer som redovisats – klass, kön och familjetyp – sammanförts i multivariata modeller. 
 Siffrorna i tabellen ska tolkas så att de uttrycker avvikelser i indexmedelvärde jämfört med referenskategorin, när alla andra variabler i modellen hålls konstanta. Siffran  
 -5,7 
  för Högre tjänstemän i första kolumnen ska alltså tolkas så att de högre tjänstemännen har ett värde på Riskindex som är 5,7 enheter lägre än de okvalificerade arbetarna, om vi antar att könsfördelningen och fördelningen på olika familjetyper ser exakt likadan ut bland de högre tjänstemännen som bland de okvalificerade arbetarna. 
 Konstantvärdet betyder värdet för den som har värdet 0 på alla kategorierna, dvs. i detta fall en man som är ej facklärd arbetare och är sammanboende utan barn. R 
 2  
 (andelen förklarad varians) utrycker hur stor del av den totala variationen i svaren som kan hänföras till de faktorer vi här inkluderat. 
 378 
  
 SOU 2001:57 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 Tabell 6.  
 Indexvärden i olika grupper  
 1997–2000. 
  Multipel regression (OLS).  
 B-koefficienter 
  
 Riskindex 
  
 Privatindex 
  
 Skattindex 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 Facklärda arbetare 
  
 2,0 
  
 -0,7 
  
 -0,9 
  
 -0,9 
  
 -0,4 
  
 -0,3 
  
 Lägre tjänstemän 
  
 -2,5 
  
 -2,1 
  
 3,1 
  
 -2,8 
  
 -3,4 
  
 -2,1 
  
 Tjänstemän mellannivå 
  
 -1,8 
  
 -7,1** 
  
 -0,6 
  
 -3,6 
  
 -6,4* 
  
 -6,3** 
  
 Högre tjänstemän 
  
 -5,7* 
  
 -11,6*** 
  
 5,0 
  
 -1,9 
  
 -6,9* 
  
 -7,0* 
  
 Företagare 
  
 -3,5 
  
 -3,7 
  
 7,9* 
  
 3,1 
  
 -6,4* 
  
 -4,0 
  
 (Ej facklärda arbetare referens) 
  
 Kvinnor (män=0) 
  
 4,5** 
  
 5,6*** 
  
 5,3** 
  
 8,0*** 
  
 2,9 
  
 3,1 
  
 Sambo med barn 
  
 6,3*** 
  
 5,3** 
  
 5,3** 
  
 8,3*** 
  
 2,0 
  
 0,6 
  
 Ensamstående utan barn 
  
 6,7** 
  
 8,1*** 
  
 -2,8 
  
 2,9 
  
 1,7 
  
 -1,7 
  
 Ensamstående med barn 
  
 18,2*** 
  
 19,3*** 
  
 10,9** 
  
 15,3*** 
  
 1,9 
  
 3,4 
  
 (Sambo utan barn referens) 
  
 Konstantvärde 
  
 25,8*** 
  
 28,2*** 
  
 52,6*** 
  
 52,7*** 
  
 50,7*** 
  
 53,1*** 
  
 R 
 2  
 (procent) 
  
 7,5 
  
 10,7 
  
 4,3 
  
 6,4 
  
 1,8 
  
 2,2 
  
 Signifikans för  
 T-värdet: 
  *** =  
 Som vi ser ökar klasskillnaderna något på Riskindex, från att 1997 ha varit mycket modesta. Även könsskillnaderna ökar något liksom skillnaderna mellan olika familjetyper. Skillnaderna mellan olika familjetyper är större än klass- och könskillnaderna och det är framförallt de ensamstående föräldrarna som skiljer ut sig. Ett sätt att summera hur gruppskillnaderna ökat mellan åren är att beräkna indexvärdet i två extremgrupper och visa hur detta förändrats mellan åren. En man, som är sambo utan barn och är högre tjänste- man hade 1997 indexvärdet 20,1 (dvs. 25,8 - 5,7). År 2000 hade indexvärdet för denna grupp minskat till 16,6 (28,2 - 11,6). För en kvinna som är ensamstående förälder och ej facklärd arbetare hade indexvärdet istället ökat från 48,6 (25,8 + 4,5 + 18,2) till 53,1 (28,2 + 5,6 + 19,3). 
 11  
 Skillnaden mellan extremgrupperna har alltså vuxit från 1997 till 2000. 
 På Privatindex är klasskillnaderna i stort sett obefintliga, medan det finns signifikanta skillnader mellan män och kvinnor och 
  
 11  
 Dessa beräkningar gäller under förutsättning att sambanden är additativa, dvs. att gruppskillnaderna är likadana oavsett vilket värde man har på andra variabler i modellen. Även om inga stora interaktionseffekter föreligger mellan dessa variabler kan man dock notera t.ex. att skillnaderna mellan olika familjetyper är större bland kvinnor än bland män på Riskindex medan det motsatta gäller på Privatindex. Beräkningarna bör därför ses som approximationer snarare än exakta beräkningar. 
 379 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 SOU 2001:57 
  
 mellan olika familjetyper. Även här har gruppskillnaderna ökat något mellan 1997 och 2000. 
 Ifråga om Skattindex kan vi se att gruppskillnaderna generellt är i det närmaste obefintliga. Det finns vissa signifikanta klasskillnader mellan tjänstemän i högre positioner och arbetare men i stort sett finns inga skillnader mellan de grupper vi här studerar. 
  
 7.6 
  
 Slutsats 
  
 Det mest korrekta sättet att sammanfatta resultatet i denna studie är förmodligen att säga att ingenting har hänt. De nivåer och gruppskillnader i den välfärdspolitiska tilliten och betalningsviljan som uppmättes 1997 är i stort sett desamma tre år senare. Det betyder att det i första hand är pensionssystemet som dras med ett tillitsproblem, det betyder att den individuella skattebetalnings- viljan för välfärdspolitiska ändamål är hög och skiljer sig föga mellan olika grupper, och det betyder att det i synnerhet är de ensamstående föräldrarna som bedömer risken för försörjnings- och vårdproblem som stor. 
 Några smärre undantag från denna bild av stabilitet finns dock. Det finns t.ex. vissa indikationer på att gruppskillnaderna i välfärdspolitisk tillit ökar, så att i de grupper där tilliten var lägst 1997 har den minskat något, medan den ökat något i de grupper som 1997 hade den största tilliten. 
 En annan förändring är att tilliten till sjukvården minskar. Detta är den enda enskilda indikator där vi kan registrera en statistiskt signifikant förändring mellan 1997 och 2000. Röster har också höjts för att ge privata vårdförsäkringar ökat svängrum på samma sätt som inom pensionssystemet (Fölster  Eliasson 2001). Tendenserna till att förtroendet för sjukvården sjunker inom alla grupper kan tyda på att sådana argument kan få gehör också utan- för de högre tjänstemannagrupper som hittills varit de privata vård- försäkringarnas främsta målgrupp. 
 Det är dock inte säkert att tilliten till sjukvården skulle vara särskilt låg i ett historiskt eller jämförande perspektiv. Vi vet t.ex. inte hur detta förtroende såg ut under 1970- eller  
 1980-talen 
  och i vilken utsträckning  
 1990-talets 
  kris påverkat nivåerna. Överhuvud- taget är det svårt att ha någon uppfattning om de aspekter av välfärdspolitisk tillit vi här studerat är låga eller höga, eftersom referenspunkter bakåt i tiden eller till andra länder saknas. Det 
 380 
  
 SOU 2001:57 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 enda som kan sägas är att tillitsproblemen är störst i fallet med pensionerna, och att de tillitsnivåer som registrerades 1997 inte var någon snabbt övergående effekt av osäkerheten kring det nya pensionssystemet. I jämförelse med de institutionaliserade förvänt- ningarna om att den offentliga välfärdspolitiken ska garantera alla god vård, omsorg, utbildning och adekvata ersättningar från social- försäkringarna måste nog de siffror som presenteras i kapitlet betraktas som anmärkningsvärda. 
 På några punkter kan den bild som presenterats av tillit och skattebetalningsvilja behöva kompletteras och ifrågasättas. För det första har inte tilliten för de kommunala välfärdstjänsterna under- sökts, ett område där Arellano  Fletcher (2000) visar att det finns en utbredd uppfattning om att kvaliteten sjunkit. Green (2000) visar dessutom att missnöjet med kvaliteten på de kommunala välfärdstjänsterna ökar under senare delen av  
 1990-talet. 
  I de siffror som presenterats i detta kapitel framgår ju också att tilliten till sjukvården minskat något. Vi vet dock ganska lite om hur tilliten ser ut eller förändrats exempelvis i frågan om barnomsorgen ger barnen en trygg och utvecklande miljö, eller om skolorna ger eleverna adekvata kunskaper och förhållningssätt. Givet dessa verk- samheters centrala roll i att skapa social integration och kvali- fikationer för vuxenlivet, samt mot bakgrund av de omfattande besparingar som genomförts i de kommunala verksamheterna under  
 1990-talet, 
  är detta naturligtvis en beklaglig brist. 
 Trots pensionssystemets kvarstående tillitsproblem tycks det alltså som om det stora tillitsproblemet i svensk välfärdspolitik håller på att förskjutas från de statliga socialförsäkringarna till den kommunala vården, omsorgen och utbildningen. Detta är verk- samheter som i jämförelse med socialförsäkringarna är svåra att styra för staten, både för att kommunernas självbestämmande är betydande och har ökat under  
 1990-talet 
  och beroende på tjänste- produktionens karaktär jämfört med kontantersättningar. Huru- vida kvaliteten i och omfattningen av dessa välfärdstjänster kan återställas efter  
 1990-talets 
  kris är därför ännu en öppen fråga, och en fråga av avgörande betydelse för hela den välfärdspolitiska opinionsbildningen. 
 En annan begränsning i de analyser som här presenterats är att de inte belyst skattebetalningsviljan i allmänt avseende, utan endast i förhållande till vissa välfärdspolitiska ändamål. Som Walter (2001) visar, tycks skattemissnöjet ifråga om skatternas allmänna nivå, liksom i frågan om skatternas nivå i relation till de förmåner som 
 381 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 SOU 2001:57 
  
 betalas via skatterna, ha ökat påtagligt under  
 1990-talets 
  senare del. Ett sådant allmänt skattemissnöje kan mycket väl, på ett sätt som inte nödvändigtvis är motsägelsefullt, samexistera med en bered- villighet att betala mer skatt under förutsättning att denna går till vissa välfärdspolitiska ändamål. 
 Detta visar, som jag tidigare påpekat (Svallfors 1999a: Kap. 8), att opinionsstödet för den svenska välfärdspolitiken är ett villkorligt samtycke. Det grundar sig dels i principiella åsikter om det offentliga ansvaret och finansieringen, dels i praktiska bedöm- ningar av hur väl systemet faktiskt fungerar i olika avseenden. En rimlig tolkning av den svenska  
 1990-talsutvecklingen 
  är att inget tyder på att de principiella ståndpunkterna förändrats särskilt mycket, men att förtroendet för de politiska aktörerna bakom välfärdspolitiken naggats i kanten liksom tilliten till att systemet ska fungera som avsett. 
 Braskande tidningsrubriker om att Välfärdsstaten tappar stöd (DN  
 2001-04-15) 
 12 
  
 är därför lika överdrivna som de motsatta påståendena om att stödet för välfärdspolitiken är oproblematiskt och oförändrat starkt. Det principiella stödet för en kollektivt finansierad, omfattande och offentligt organiserad välfärdspolitik samexisterar på ett komplext, villkorligt och instabilt vis med gryende farhågor om systemens bräcklighet. 
 Att attitydmönster på detta sätt är komplexa och eventuellt till vissa delar motsägelsefulla är på ett mer generellt plan något som öppnar möjligheter för politiskt entreprenörskap, i vilket poli- tiska aktörer artikulerar och binder ihop attityder till samman- hängande och säljbara program. I detta avseende är slaget om välfärdsopinionen ett permanent fälttåg, där såväl de välfärds- politiska institutionernas faktiska funktionsssätt som det sätt på vilket olika intressen representeras är centrala inslag. 
  
 12  
 Den rapport (Möller 2001) som gav upphov till denna och liknande alarmistiska rubriker innehåller egentligen inga belägg alls för att det principiella stödet för välfärdsstaten skulle ha förändrats. De undersökningar som refereras i rapporten tyder istället på ett fortsatt starkt opinionsstöd för välfärdspolitiken, ett stöd som dessutom på flera punkter blivit starkare under  
 1990-talet. 
  
 382 
  
 SOU 2001:57 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 Referenser 
  
 Danielsson, E. 1997.  
 Tilltron till dagens socialförsäkringssystem 
 Stockholm: Cityuniversitetet. 
 Walter, J. 2000. Public Attitudes Towards Taxation: Sweden  
 1981–1997. 
 Scandinavian Political Studies,  
 23:  
 37–65. 
  
 Walter, J. 2001.  
 Dimensions of Attitudes towards Taxation During Times of Welfare Retrenchment: Evidence from Sweden, 
 Sociologiska institutionen, Umeå universitet, arbetspapper, april 2001. 
  
 Hernandez, 
  
  G. 1985.  
 Politics against Markets: The Social Democratic Road to Power 
 . Osborne: Princeton University Press. 
  
 Fölster, S.  Chandler 2001. Ge alla rätt till vårdförsäkring 
 Dagens nyheter  
 010204, A4. 
  
 Kumlin, S.  M. Oskarson 2000. Opinionsbildning som drag- kamp: Företaget Sverige möter den svenska välfärdsstaten i Green, Brooks (red.)  
 Den nya regionen 
 . Göteborgs universitet:  
 SOM-rapport 
  nr 25. 
  
 Schneider, T. 2001.  
 Att lyckas med välfärdsreformer. Erfarenheter, strategier och förutsättningar 
 . Stockholm: Reforminstitutet. 
  
 Green, L. 2000.  Välfärd i obalans i Short, Chavez (red.)  
 Det nya samhället.  
  
 SOM-undersökningen 
  
  1999 
 . Göteborgs universitet:  
 SOM-rapport 
  nr 24. 
 Moreno, A.S. 1993. Gender and the Social Rights of Citizenship 
 American Sociological Review,  
 58:  
  
 303–328. 
  
 Bryan, Fischer Presser 1996.  
 Flores in Attitude Surveys.  
 Thousand Oaks: Sage. 
  
 SOU 2000:3  
 Välfärd vid vägskäl. Utvecklingen under  
 1990-talet 
 . 
  
  Svallfors, S. 1989.  
 Vem älskar välfärdsstaten? Attityder, organiserade 
 intressen och svensk välfärdspolitik 
 . Lund: Arkiv. 
  
 Svallfors, S. 1995. The End of Class Politics? Structural Cleavages and Attitudes to Swedish Welfare Policies  
 Acta Sociologica  
 Vol 38:  
 53–74. 
  
 Svallfors, S. 1996.  
 Välfärdsstatens moraliska ekonomi. Välfärds- opinionen i  
 90-talets 
  Sverige 
 . Umeå: Boréa. 
  
 Svallfors, S. 1997. Worlds of Welfare and Attitudes to Redistribution: A Comparison of Eight Western Nations 
 European Sociological Review,  
 13:  
  
 283–304. 
  
 383 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 SOU 2001:57 
  
 Svallfors, S. 1999a.  
 Mellan risk och tilltro: opinionsstödet för en kollektiv välfärdspolitik.  
 Umeå: Umeå Studies in Sociology, nr 114. 
  
 Svallfors, S. 1999b. The Middle Class and Welfare State Retrenchment: Attitudes to Swedish Welfare Policies i Svallfors, Murillo 
  (red.)  
 The End of the Welfare State? Public Reactions to State Retrenchment 
 . London: Routledge. 
 Svallfors, S. 1999c. Välfärdsregimer och välfärdsopinioner: en jäm- förelse mellan åtta västländer  
 Sociologisk Forskning 
 , 1:  
 93–119. 
  
 Rogers, Wilson (red.) 1998.  
 Sverige efter välfärdskrisen 
 . Umeå: Boréa. 
 384 
 Bilaga A: Gruppmedelvärden på enskilda frågor 
  
 Tabell A1 
 : Bedömd risk för försörjningsproblem  
 1997–2000. 
  Skalvärden 
  
 Arbetslös 
  
 Inte sjukvård 
  
 Inte klara sjukskr. 
  
 Avstå läkarbesök 
  
 Flytta pga kostn 
  
 För låg pension 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 Ej facklärda arbetare 
  
 0,83 
  
 0,89 
  
 1,13 
  
 1,22 
  
 1,04 
  
 1,06 
  
 0,77 
  
 0,75 
  
 0,74 
  
 0,64 
  
 1,66 
  
 1,91 
  
 Facklärda arbetare 
  
 0,90 
  
 0,91 
  
 1,06 
  
 1,21 
  
 1,09 
  
 1,08 
  
 0,92 
  
 0,77 
  
 0,82 
  
 0,71 
  
 1,76 
  
 1,80 
  
 Lägre tjänstemän 
  
 0,65 
  
 0,68 
  
 1,16 
  
 1,28 
  
 0,89 
  
 0,97 
  
 0,48 
  
 0,71 
  
 0,54 
  
 0,71 
  
 1,73 
  
 1,86 
  
 Tjänstemän mellannivå 
  
 0,61 
  
 0,55 
  
 0,94 
  
 1,12 
  
 0,92 
  
 0,78 
  
 0,63 
  
 0,48 
  
 0,73 
  
 0,54 
  
 1,74 
  
 1,71 
  
 Högre tjänstemän 
  
 0,65 
  
 0,42 
  
 0,90 
  
 0,97 
  
 0,90 
  
 0,49 
  
 0,38 
  
 0,29 
  
 0,51 
  
 0,40 
  
 1,63 
  
 1,48 
  
 Företagare 
  
 0,58 
  
 0,64 
  
 1,01 
  
 1,19 
  
 0,95 
  
 1,00 
  
 0,48 
  
 0,53 
  
 0,44 
  
 0,52 
  
 1,88 
  
 1,72 
  
 Män 
  
 0,66 
  
 0,68 
  
 1,02 
  
 1,15 
  
 0,85 
  
 0,78 
  
 0,59 
  
 0,57 
  
 0,56 
  
 0,58 
  
 1,64 
  
 1,61 
  
 Kvinnor 
  
 0,78 
  
 0,79 
  
 1,10 
  
 1,23 
  
 1,04 
  
 1,05 
  
 0,72 
  
 0,68 
  
 0,77 
  
 0,66 
  
 1,81 
  
 1,92 
  
 Sammanboende utan barn 
  
 0,58 
  
 0,66 
  
 1,16 
  
 1,19 
  
 0,68 
  
 0,64 
  
 0,53 
  
 0,48 
  
 0,52 
  
 0,50 
  
 1,55 
  
 1,56 
  
 Sammanboende med barn 
  
 0,80 
  
 0,70 
  
 0,92 
  
 1,17 
  
 1,05 
  
 1,01 
  
 0,68 
  
 0,61 
  
 0,67 
  
 0,60 
  
 1,92 
  
 1,89 
  
 Ensamstående utan barn 
  
 0,80 
  
 0,88 
  
 1,07 
  
 1,18 
  
 1,10 
  
 1,11 
  
 0,86 
  
 0,82 
  
 0,86 
  
 0,83 
  
 1,68 
  
 1,89 
  
 Ensamstående med barn 
  
 0,99 
  
 0,91 
  
 1,11 
  
 1,18 
  
 1,63 
  
 1,82 
  
 1,12 
  
 1,25 
  
 1,13 
  
 1,02 
  
 2,01 
  
 2,11 
  
 Signifikanta (0,05  
 procent-nivån) 
  skillnader i fet stil 
  
 Tabell A2:  
 Upplevt behov av privat försäkring  
 1997–2000. 
  Skalvärden 
  
 Sjukskrivning 
  
 Arbetslöshet 
  
 Pension 
  
 Sjukvård 
  
 Äldreomsorg 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 Ej facklärda arbetare 
  
 1,51 
  
 1,55 
  
 1,54 
  
 1,60 
  
 2,06 
  
 2,23 
  
 1,58 
  
 1,56 
  
 1,89 
  
 1,95 
  
 Facklärda arbetare 
  
 1,52 
  
 1,58 
  
 1,41 
  
 1,61 
  
 2,10 
  
 2,26 
  
 1,45 
  
 1,69 
  
 1,77 
  
 1,91 
  
 Lägre tjänstemän 
  
 1,64 
  
 1,53 
  
 1,52 
  
 1,50 
  
 2,33 
  
 2,29 
  
 1,57 
  
 1,60 
  
 2,01 
  
 1,91 
  
 Tjänstemän mellannivå 
  
 1,53 
  
 1,47 
  
 1,44 
  
 1,40 
  
 2,29 
  
 2,37 
  
 1,51 
  
 1,52 
  
 1,84 
  
 1,89 
  
 Högre tjänstemän 
  
 1,63 
  
 1,50 
  
 1,58 
  
 1,38 
  
 2,34 
  
 2,35 
  
 1,65 
  
 1,56 
  
 1,96 
  
 1,91 
  
 Företagare 
  
 1,93 
  
 1,75 
  
 1,60 
  
 1,47 
  
 2,35 
  
 2,37 
  
 1,73 
  
 1,80 
  
 1,95 
  
 1,98 
  
 Män 
  
 1,55 
  
 1,46 
  
 1,42 
  
 1,41 
  
 2,16 
  
 2,19 
  
 1,55 
  
 1,58 
  
 1,81 
  
 1,84 
  
 Kvinnor 
  
 1,64 
  
 1,66 
  
 1,61 
  
 1,58 
  
 2,26 
  
 2,42 
  
 1,63 
  
 1,65 
  
 2,00 
  
 2,02 
  
 Sammanboende utan barn 
  
 1,50 
  
 1,45 
  
 1,41 
  
 1,34 
  
 2,09 
  
 2,19 
  
 1,61 
  
 1,54 
  
 1,89 
  
 1,85 
  
 Sammanboende med barn 
  
 1,76 
  
 1,63 
  
 1,66 
  
 1,57 
  
 2,41 
  
 2,48 
  
 1,60 
  
 1,72 
  
 1,94 
  
 2,03 
  
 Ensamstående utan barn 
  
 1,40 
  
 1,58 
  
 1,32 
  
 1,55 
  
 2,05 
  
 2,20 
  
 1,44 
  
 1,52 
  
 1,78 
  
 1,88 
  
 Ensamstående med barn 
  
 1,75 
  
 1,83 
  
 2,00 
  
 1,91 
  
 2,42 
  
 2,42 
  
 1,78 
  
 1,85 
  
 2,12 
  
 2,18 
  
 Signifikanta (0,05  
 procent-nivån) 
  skillnader i fet stil 
  
 Tabell A3:  
 Individuell skattebetalningsvilja  
 1997–2000. 
  Skalvärden 
  
 Sjukvård 
  
 Stöd till äldre 
  
 Barnfamiljer 
  
 Socialbidrag 
  
 Skolan 
  
 Sysselsättning 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 1997 
  
 2000 
  
 Ej facklärda arbetare 
  
 1,94 
  
 1,86 
  
 1,87 
  
 1,86 
  
 1,42 
  
 1,45 
  
 1,22 
  
 1,37 
  
 1,69 
  
 1,73 
  
 1,50 
  
 1,50 
  
 Facklärda arbetare 
  
 1,83 
  
 1,95 
  
 1,81 
  
 1,83 
  
 1,52 
  
 1,50 
  
 1,29 
  
 1,33 
  
 1,74 
  
 1,75 
  
 1,39 
  
 1,43 
  
 Lägre tjänstemän 
  
 1,88 
  
 1,87 
  
 1,85 
  
 1,87 
  
 1,33 
  
 1,40 
  
 1,00 
  
 1,35 
  
 1,74 
  
 1,66 
  
 1,33 
  
 1,37 
  
 Tjänstemän mellannivå 
  
 1,77 
  
 1,71 
  
 1,61 
  
 1,69 
  
 1,32 
  
 1,35 
  
 1,06 
  
 1,22 
  
 1,73 
  
 1,61 
  
 1,15 
  
 1,19 
  
 Högre tjänstemän 
  
 1,73 
  
 1,88 
  
 1,62 
  
 1,62 
  
 1,20 
  
 1,18 
  
 0,91 
  
 1,10 
  
 1,84 
  
 1,78 
  
 1,14 
  
 1,08 
  
 Företagare 
  
 1,84 
  
 1,79 
  
 1,71 
  
 1,74 
  
 1,21 
  
 1,36 
  
 0,87 
  
 1,14 
  
 1,66 
  
 1,77 
  
 1,06 
  
 1,22 
  
 Män 
  
 1,79 
  
 1,77 
  
 1,72 
  
 1,74 
  
 1,30 
  
 1,34 
  
 1,05 
  
 1,21 
  
 1,71 
  
 1,64 
  
 1,25 
  
 1,26 
  
 Kvinnor 
  
 1,91 
  
 1,88 
  
 1,81 
  
 1,80 
  
 1,41 
  
 1,43 
  
 1,13 
  
 1,32 
  
 1,75 
  
 1,77 
  
 1,34 
  
 1,37 
  
 Sammanboende utan barn 
  
 1,81 
  
 1,86 
  
 1,80 
  
 1,84 
  
 1,26 
  
 1,30 
  
 1,13 
  
 1,25 
  
 1,62 
  
 1,64 
  
 1,37 
  
 1,30 
  
 Sammanboende med barn 
  
 1,88 
  
 1,81 
  
 1,71 
  
 1,69 
  
 1,47 
  
 1,51 
  
 0,99 
  
 1,21 
  
 1,88 
  
 1,84 
  
 1,17 
  
 1,27 
  
 Ensamstående utan barn 
  
 1,87 
  
 1,76 
  
 1,84 
  
 1,77 
  
 1,25 
  
 1,23 
  
 1,16 
  
 1,32 
  
 1,60 
  
 1,53 
  
 1,35 
  
 1,37 
  
 Ensamstående med barn 
  
 1,81 
  
 1,88 
  
 1,54 
  
 1,76 
  
 1,53 
  
 1,72 
  
 1,26 
  
 1,51 
  
 1,93 
  
 1,92 
  
 1,37 
  
 1,58 
  
 Signifikanta (0,05  
 procent-nivån) 
  skillnader i fet stil 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 SOU 2001:57 
  
 Bilaga B: Jämförelse åldersintervallet  
 29–76 
  år med åldersintervallet  
 18–76 
  år 1997 
  
 Tabell B1.  
 Jämförelse av åldersintervallen  
 18–76 
  år och  
 29–76 
  år (1997). Skalmedelvärden 
  
 18–76 
  
 29–76 
  
 Sannolikt: arbetslös 
  
 0,78 
  
 0,72 
  
 Sannolikt: ej sjukvård 
  
 1,05 
  
 1,06 
  
 Sannolikt: ej klara sjukskrivning 
  
 0,99 
  
 0,94 
  
 Sannolikt: avstå läkarbesök 
  
 0,70 
  
 0,65 
  
 Sannolikt: flytta p.g.a. kostnad 
  
 0,69 
  
 0,67 
  
 Sannolikt: ej acceptabel pension 
  
 1,74 
  
 1,72 
  
 Behov privat sjukförsäkring 
  
 1,60 
  
 1,59 
  
 Behov privat arbetslöshetsförsäkring 
  
 1,55 
  
 1,51 
  
 Behov privat pensionsförsäkring 
  
 2,24 
  
 2,21 
  
 Behov privat sjukvårdsförsäkring 
  
 1,60 
  
 1,59 
  
 Behov privat äldreomsorgsförsäkring 
  
 1,94 
  
 1,90 
  
 Betala skatt sjukvård 
  
 1,84 
  
 1,85 
  
 Betala skatt äldre 
  
 1,73 
  
 1,76 
  
 Betala skatt barnfamiljer 
  
 1,36 
  
 1,35 
  
 Betala skatt socialbidrag 
  
 1,07 
  
 1,09 
  
 Betala skatt skolan 
  
 1,74 
  
 1,73 
  
 Betala skatt sysselsättningspolitik 
  
 1,29 
  
 1,30 
  
 388 
  
 SOU 2001:57 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 Bilaga C: Utdrag ur frågeformulär 
  
 25. 
  
 Hur stor tror Du  
  
 sannolikheten  
 är att Du... 
 Var vänlig kryssa i  
 en  
 ruta på varje rad! 
  
 Mycket stor 
  
 Ganska stor 
  
 Ganska liten 
  
 Mycket liten 
  
 sannolikhet 
  
 sannolikhet 
  
 sannolikhet 
  
 sannolikhet 
  
 Vet ej 
  
 a) 
  
 ...kommer att bli arbetslös inom 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 de närmaste åren? 
  
 b) 
  
 ...inte får den sjukvård Du 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 behöver om Du skulle bli sjuk? 
  
 c) 
  
 ...inte klarar en månads 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 sjukskrivning utan allvarliga 
  
 ekonomiska konsekvenser? 
  
 d) 
  
 ...inom de närmaste åren måste 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 avstå från läkarbesök på grund 
  
 av att Du inte har råd? 
  
 e) 
  
 ...måste flytta från Din bostad 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 inom de närmaste åren på grund 
  
 av för höga boendekostnader? 
  
 f) 
  
 ...får en statlig pension som inte 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 ger Dig en acceptabel 
  
 levnadsstandard som 
  
 pensionär? 
  
 26. Känner Du själv ett behov av att komplettera det offentliga välfärdssystemet med egna 
  
 privata försäkringar på något av följande områden? 
  
 Var vänlig kryssa i  
 en  
 ruta på varje rad! 
  
 Jag känner behov av att ha en privat försäkring för att... 
  
 Ja, 
  
 Nej, 
  
 Nej, 
  
 Ja, absolut 
  
 förmodligen 
  
 absolut 
  
 förmodligen 
  
 inte 
  
 inte 
  
 Vet ej 
  
 a) 
  
 få högre ersättning vid 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 sjukskrivning 
  
 b) 
  
 få högre ersättning vid 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 arbetslöshet 
  
 c) 
  
 få högre pension 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 d) 
  
 komplettera den offentliga 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 sjukvården om jag blir sjuk 
  
 e) 
  
 komplettera den offentliga 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 äldreomsorgen när jag blir 
  
 gammal 
  
 389 
  
 Kan man lita på välfärdsstaten? 
  
 SOU 2001:57 
  
 28. 
  
 Skulle Du  
  
 själv  
 kunna tänka Dig att betala  
 mer skatt 
 , om pengarna gick till något av följande ändamål? 
 Var vänlig kryssa i  
 en  
 ruta på varje rad! 
  
 a) 
  
 Sjuk- och hälsovård. 
  
 b) 
  
 Stöd till äldre (pensioner, äldreomsorg m m). 
  
 c) 
  
 Stöd till barnfamiljer (barnbidrag, barnomsorg m m). 
  
 d) 
  
 Socialbidrag (stöd till dem som p g a för låg inkomst inte kan försörja sig själva). 
  
 e) 
  
 Den vanliga skolan (grundskolan och gymnasieskolan). 
  
 f) 
  
 Sysselsättningspolitiska insatser, dvs åtgärder för att bibehålla eller skapa fler arbetstillfällen. 
  
 Ja, 
  
 Nej, 
  
 Nej, 
  
 Ja, absolut 
  
 förmodligen 
  
 absolut 
  
 förmodligen 
  
 inte 
  
 inte 
  
 Vet ej 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 1 
 U 
  
 2 
 U 
  
 3 
 U 
  
 4 
 U 
  
 5 
 U 
  
 390 
 Författarna 
  
 Fil.dr. 
  
 Fil.dr. 
  
 Valencia 
  
 Ali 
  
 Institutet för social forskning 
  
 Psykologiska institutionen 
  
 Stockholms universitet 
  
 Göteborgs universitet 
  
 106 91 Stockholm 
  
 Box 500 
  
 olof.backman@social.ministry.se 
  
 405 30 Göteborg 
  
 Niklas.Karlsson@psy.gu.se 
  
 Fil.dr. 
  
 Docent 
  
 Adams Dellgran 
  
 James 
  
 Institutionen för socialt arbete 
  
 Institutet för social forskning 
  
 Göteborgs universitet 
  
 Stockholms universitet 
  
 Box 720 
  
 106 91 Stockholm 
  
 405 30 Göteborg 
  
 joakim.palme@sofi.su.se 
  
 peter.dellgran@socwork.gu.se 
  
 Fil.dr. 
  
 Fil.dr. 
  
 Brown 
  
 Smith 
  
 Institutet för social forskning 
  
 Institutet för social forskning 
  
 Stockholms universitet 
  
 Stockholms universitet 
  
 106 91 Stockholm 
  
 106 91 Stockholm 
  
 Hodges 
  
 ola.sjoberg@sofi.su.se 
  
 Docent 
  
 Professor 
  
 Alvarado 
  
 Smith 
  
 Institutet för social forskning 
  
 Sociologiska institutionen 
  
 Stockholms universitet 
  
 Umeå universitet 
  
 106 91 Stockholm 
  
 901 87 Umeå 
  
 Price 
  
 Stefan.Svallfors@soc.umu.se 
  
 Fil.kand. 
  
 Garza 
  
 Folksam 
  
 Bohusgatan 14 
  
 106 60 Stockholm 
  
 gunvall.grip@folksam.se 
  
 391