Abonnement koster kr. 250,- pr. år. Ved bestilling av mer enn 10 eksemplarer er prisen kr. 200,- pr. årsabonnement.

Søkelys på arbeidsmarkedet 1/2006 årgang 23 ISSN 0800-6199 Omslag: Abalone as Trykk: Allkopi Utgis med støtte fra Arbeids- og sosialdepartementet, hvert halvår, av Institutt for samfunnsforskning, Munthes gate 31, postboks 3233, Elisenberg, 0208 Oslo. Redaksjon: Pål Schøne (redaktør), Guttorm Aanes (redaksjonssekretær), Johanne Severinsen (redaksjonssekretær), Erling Barth, Fredrik Engelstad, Trygve Gulbrandsen, Geir Høgsnes, Ragnhild Steen Jensen, Marianne Røed og Jon Rogstad. Abonnement koster kr. 250,- pr. år. Ved bestilling av mer enn 10 eksemplarer er prisen kr. 200,- pr. årsabonnement. Abonnement kan bestilles via www.samfunnsforskning.no eller Institutt for samfunnsforskning Postboks 3233 Elisenberg 0208 OSLO Telefon: 23 08 61 17 Telefaks: 23 08 61 01 E-post: isf-publ@samfunnsforskning.no Søkelys på arbeidsmarkedet på nettet: www.samfunnsforskning.no/sokelys

Innhold Redaksjonelt Kontantstøtten: en trussel mot den norske modellen? 1 ARTIKLER Sysselsetting og mobilitet Harald Dale-Olsen Økende mobilitet i det norske arbeidslivet? 3 Arbeidsledighet Helene Berg Utdanning som attføringstiltak ungdom ingen adgang? 13 Inés Hardoy, Knut Røed, Hege Torp og Tao Zhang Virker ungdomsgarantien? 21 Lønnsutvikling Geir Høgsnes, Andrew Penner og Trond Petersen Betydningen av familie og barn for kvinner og menns lønn 31 Trond Beldo Klausen Unge dimittender får højest løn 39 Arbeidsmiljø og avtaleverket Anita E. Tobiassen og Erik Døving Kompetanseutvikling i arbeidslivet: Forskning med implikasjoner for offentlig politikk 51 Ståle Østhus Fører teamarbeid til økt kontroll og et mer fleksibelt arbeid? 73 Forskningstema Steinar Holden Kortere arbeidsdag bedre liv eller trussel mot velferdsstaten? 83 Søkelys på Norden Per Kongshøj Madsen Flexicurity Hvordan kan fleksibilitet og sikkerhed forenes? 89 FOREDRAG, DEBATT OG KOMMENTAR Ragnhild Steen Jensen Likelønn og kjønn: gamle temaer, nye spørsmål? 97 Axel West Pedersen og Charlotte Koren Mens vi venter på pensjonsreformen 105 Lars-Erik Becken Evaluering av Aetats serviceerklæringer 115 Jorun Andreassen Uførepensjon som lønnstilskudd hvorfor så få? 125 Forfatterveiledning 133 John Bowman Yrkesrettet opplæring i Norge: en norsk modell for samarbeid mellom arbeidsgivere? 63

Forfattere i dette nummeret Jorunn Andreassen Cand.oecon., forsker i ECON Analyse, Oslo. Lars Erik Becken Cand.sociol., forsker i ECON Analyse, Oslo. Helene Berg Mag.art., sosiologi, forsker i ECON Analyse, Oslo. John R. Bowman Ph.d., political science, Associate professor, Department of Political Science. Queens College and the Graduate Center City University of New York. Harald Dale-Olsen Dr.polit., samfunnsøkonomi, forsker ved Institutt for samfunnsforskning, Oslo. Erik Døving Dr.oecon., forsker ved Samfunns- og næringslivsforskning (SNF), Bergen, og førsteamanuensis ved Høgskolen i Oslo. Inés Hardoy Dr.polit., samfunnsøkonomi, forsker ved Institutt for samfunnsforskning, Oslo. Steinar Holden Dr.polit., samfunnsøkonomi, professor i samfunnsøkonomi ved Økonomisk institutt, Universitetet i Oslo. Geir Høgsnes, Dr.polit., sosiologi, professor ved Institutt for sosiologi og samfunnsgeografi, Universitetet i Oslo. Ragnhild Steen Jensen Dr.polit., samfunnsgeografi, forsker ved Institutt for samfunnsforskning, Oslo. Trond Beldo Klausen Cand. polit., sosiologi, stipendiat ved Center for Komparative Velfærdsstudier (CCWS), Institut for Økonomi, Politik og Forvaltning, Aalborg Universitet. Charlotte Koren Cand.oecon., forsker ved Norsk institutt for forskning om oppvekst, velferd og aldring (NOVA), Oslo. Per Kongshøj Madsen Cand.polit., professor og leder for Center for Arbejdsmarkedsforskning, Aalborg Universitet. Axel West Pedersen Ph.d., statsvitenskap, forsker ved Norsk institutt for forskning om oppvekst, velferd og aldring (NOVA), Oslo. Andrew Penner Stipendiat ved University of California, Berkeley. Trond Petersen Ph.d., sosiologi, professor ved University of California, Berkeley. Professor II ved Institutt for sosiologi og samfunnsgeografi, Universitetet i Oslo. Knut Røed Dr.polit., samfunnsøkonomi, forsker ved Stiftelsen Frischsenteret for samfunnsøkonomisk forskning, Oslo. Anita E. Tobiassen Dr.oecon., forsker ved Samfunns- og næringslivsforskning (SNF), Bergen. Hege Torp Lic.philos., samfunnsøkonomi, avdelingsdirektør i Norges forskningsråd, Oslo.

Tao Zhang Dr.polit., samfunnsøkonomi, forsker ved Stiftelsen Frischsenteret for samfunnsøkonomisk forskning, Oslo. Ståle Østhus Cand.polit., sosiologi, stipendiat ved Forskerskolen i arbeidslivsstudier, Universitetet i Oslo.

Redaksjonelt Kontantstøtten: en trussel mot den norske modellen? I nærmest alle studier av lønnsforskjeller mellom kvinner og menn finner man at menn har høyere timelønn enn kvinner. Det foreligger en stor empirisk litteratur som har analysert årsaker til denne forskjellen. I de senere år har det vært økende oppmerksomhet om betydningen av faktorer som ligger utenfor arbeidsmarkedet, spesielt har det vært fokusert på betydningen av forskjeller mellom mor og far når det gjelder tid benyttet til barn i forbindelse med fødsel og barneomsorg. I en artikkel i dette nummeret av Søkelys på arbeidsmarkedet viser Høgsnes, Penner og Petersen at timelønnsforskjellen mellom kvinner og menn er høyere mellom kvinner og menn med barn enn mellom kvinner og menn uten barn, og timelønnsgapet øker med antall barn. Dette skyldes kombinasjonen av to forhold: For kvinner betyr flere barn lavere timelønn, mens det for menn betyr høyere timelønn. Det er flere mulige årsaker til dette mønsteret. En mulig årsak er at kvinner tilbringer lengre og flere perioder utenfor arbeidsmarkedet i forbindelse med fødsler og barneomsorg. Perioder utenfor arbeidsmarkedet kan bety at verdien av personkapitalen forringes. I tillegg akkumulerer man heller ikke ny personkapital fordi man går glipp av både opplæring og generell yrkeserfaring. En god nyhet fra analysen til Høgsnes, Penner og Petersen er at lønnsgapet mellom kvinner og menn som skyldes omsorg for barn, er redusert i perioden 1980 1997. En positiv tolkning av denne utviklingen er at norsk familiepolitikk fungerte godt i disse årene, i den forstand at den virket til å redusere kjønnsforskjeller i lønn som skyldes omsorg for barn. Dette skjer i en periode da det totale lønnsgapet mellom kvinner og menn ikke har endret seg mye. Det betyr at familiepolitikken har gjort sin del av jobben, og at det er andre faktorer som må forklare hvorfor det gjenstående lønnsgapet er så vanskelig å lukke. Norge har sammenlignet med mange andre land en sjenerøs familiepolitikk. Relativt lang og godt kompensert fødselspermisjon og subsidierte barnehager er to kjennetegn ved denne politikken. Familiepolitikken bidrar til omfordeling i retning av barnefamilier, og har som mål å øke yrkesaktiviteten blant kvinner (mødre), dels ved praktisk tilrettelegging og dels ved økonomiske incentiver. Folketrygdens ytelser i forbindelse med fødsel og adopsjon er for eksempel knyttet til tidligere arbeidsinntekt, og arbeidsmiljøloven sikrer rett til fri fra arbeidet ved svangerskap og fødsel og når barn er syke. Slike ordninger gir unge kvinner incentiver til å starte en arbeidsmarkedskarriere før de får barn. Det gir sterkere tilknytning til arbeidsmarkedet og letter senere retur til det samme markedet. Returen til arbeidsmarkedet er også blitt lettet av en relativt god tilgang på subsidierte barnehageplasser. En slik familiepolitikk har sannsynligvis økt kvinners mulighet til å kombinere jobb og familieliv. Valget mellom barn eller karriere har derfor blitt et mindre dilemma enn for kvinner i de fleste land utenfor Norden. Den norske måten å organisere familiepolitikken på har klare likhetstrekk med organisering av familiepolitikken i de andre nordiske landene, og er blant noen økonomer blitt kalt en nordisk modell. Resultatet av denne modellen er en kombinasjon av relativt høy fertilitet, høy yr- Søkelys på arbeidsmarkedet 1/2006, årgang 23,1-2. ISSN 0800-6199 2006 Institutt for samfunnsforskning

2 Søkelys på arbeidsmarkedet 5 kesdeltakelse blant kvinner og små lønnsforskjeller mellom kvinner og menn. Norske kvinner føder i gjennomsnitt 1,8 barn, og 4 av 5 kvinner i alderen 25 54 er yrkesaktive. Dette er høye tall sammenlignet med de fleste andre land det er naturlig å sammenligne seg med. Innføringen av kontantstøtten i 1998 representerte på mange måter et angrep på denne modellen. Kontantstøtten gir en familie kontantutbetaling dersom de ikke har barnet (1 2 år) i en barnehage med statlig driftstilskudd. Innføringen av kontantstøtten førte til at den reelle kostnaden ved å ha barnet i barnehage, i forhold til både dagmamma og eget pass, steg dramatisk. Når barnehageplass velges bort til fordel for eget pass, vil det kunne bety redusert arbeidstilbud. Kontantstøtten reduserer altså incentivene til arbeid. Empiriske analyser av arbeidstilbudseffekter viser også at kontantstøtten har redusert småbarnsmødres arbeidstilbud. Arbeidstilbudet til småbarnsfedre er uendret. Kontantstøtten kan tenkes å ha positive effekter i forhold til trygghet for barnet i dets første leveår, og også for senere sosialisering. Det får andre svare på. Men i forhold til kvinners yrkesdeltakelse og i forhold til videre reduksjon av lønnsgapet mellom kvinner og menn representerer kontantstøtten et skritt i feil retning. Kontantstøtten gjør at det isolert sett blir vanskeligere å videreføre trenden med reduserte lønnsforskjeller mellom kvinner og menn som skyldes barn. Analyseperioden til Høgsnes, Penner og Petersen er 1980 1997. Det betyr at den slutter før introduksjonen av kontantstøtten. Det vil være interessant å se hvordan lønnsgapet som skyldes omsorg for barn, har utviklet seg i de senere årene etter at kontantstøtten nå har virket i en del år. Representerer kontantstøtten en trussel mot den norske modellen og en bevegelse mot en modell av den typen vi ser i land i Sør-Europa, hvor kvinner i større grad står overfor et reelt valg mellom barn og karriere, eller er det norske arbeidsmarkedet tilpasningsdyktig også i forhold til denne endringen?

Sysselsetting og mobilitet Harald Dale-Olsen Økende mobilitet i det norske arbeidslivet? Det er en vanlig antakelse at ansatte er blitt mer mobile at arbeidstakere har lettere for å flytte på seg for å begynne hos nye arbeidsgivere. Påstanden belyses nærmere i denne artikkelen ved hjelp av data over alle norske arbeidstakerforhold i tiden mellom 1989 og 2005. Den totale mobiliteten i det norske arbeidsmarkedet øker i denne perioden. Mens det i 1992 ble ansatt 360 000 personer, har antall ansettelser etter 1996 ligget på over 500 000. Her er det naturligvis også klare konjunkturforskjeller. Den økte mobiliteten skyldtes primært gjennomtrekk av ansatte, ansettelser og avgang av ansatte som er relatert til at bedrifter vokser eller reduserer arbeidsstokken. Antall ansettelser som skyldes nyetablering, og antall avganger som skyldes nedlegging, er relativt stabilt i perioden. Selv etter kontroll for konjunkturvariasjoner observerer vi en klar tendens til økende mobilitet i Norge. I løpet av 16 år er det ikke uventet hvis det inntreffer endringer i et marked. Denne artikkelen tar for seg en vanlig påstand om arbeidsmarkedet at norske arbeidstakere har blitt mer mobile i sine ansettelsesforhold 1 og belyser dette med data om norske arbeidstakere i tiden mellom 1989 og 2005. 2 Slik blir det mulig å studere mobiliteten i perioden 1990 til og med 2004. Er det noen grunn til å forvente økende mobilitet? For det første argumenterer man gjerne med at det nye arbeidslivet er mer fleksibelt. Framveksten av dette nye arbeidslivet skulle indikere økende fleksibilitet og dermed mer mobilitet. For det andre har Norge i løpet av perioden 1990 til 2004 opplevd en liberalisering av lov om utleie av arbeidskraft. Svekkelse av ansettelsesvernet gjennom en oppmykning av reguleringer ved bruk av midlertidig arbeidskraft, som antydet av OECD(2004), bør også medføre mer mobilitet. Et tredje argument for økende mobilitet er at Norge i perioden har opplevd økende lønnsspredning (Barth et al. 2005). Økende lønnspredning medfører økt sannsynlighet for at en ansatt får et lønnstilbud som er bedre enn hva han eller hun har, og som dermed kan generere mobilitet. Men det er også forhold som kan indikere uendret mobilitet. Barth og Ringdal (2005) finner for eksempel ikke tegn til økende numerisk fleksibilitet i Norge mellom 1997 og 2003. De observerer økende funksjonell fleksibilitet, men dette vil typisk ikke gi opphav til mobilitet mellom bedrifter. Denne artikkelen er naturligvis ikke den første som studerer arbeidstakermobilitet i Norge. I Barth og Dale-Olsen (1997), en av de første studiene, analyseres mobiliteten i 1990. Dale-Olsen (1998) viste at når det gjaldt gjennomtrekk av ansatte, var den større blant kvinner enn blant menn. Internasjonal litteratur om jobb- og arbeidskraftsstrømmer er oppsummert av Davis og Haltiwanger (1999). Et av de tidligere arbeidene i internasjonal litteratur er Albæk og Sørensen (1998). Dale-Olsen og Rønningen (2000) oppsummerer tidlig norsk litteratur, men vi- Søkelys på arbeidsmarkedet 1/2006, årgang 23,3-11. ISSN 0800-6199 2006 Institutt for samfunnsforskning

4 ser også på bakgrunn av data fra 1996 1997 hvordan ulik behandling og ulike definisjoner gir klart forskjellige mål på mobiliteten. Dale-Olsen og Rønningen viser for eksempel at årlige gjennomtrekksrater er nesten fire ganger så høye som gjennomsnittlige kvartalsrater. De anvender dette i en komparativ sammenligning av jobb- og arbeidskraftstrømmene i Norge og i andre land og argumenterer for at mobiliteten er lav i Norge sammenlignet med mange andre land. Særlig gjelder dette i forhold til USA. Jeg kommer tilbake til hva disse studiene viser senere etter at ulike mobilitetsmål har blitt definert. I artikkelen vil jeg belyse utviklingen i mobilitet grafisk og teste nullhypotesen om at norske arbeidstakere ikke er blitt mer mobile i denne perioden. Sistnevnte gjøres noe grovt ved enkle regresjoner, hvor jeg vil undersøke om en trendvariabel vil være betydningsfull statistisk sett. Dette vil være avgjørende for om nullhypotesen forkastes. Artikkelen belyser utviklingen i ulike mobilitetsmål, og vil blant annet vise utviklingen i ansettelser og avganger som skyldes henholdsvis nyetablering og nedleggelser. Jeg ser også på to ulike næringsgrupper separat, nærmere bestemt industri og varehandel, hotell- og restaurant. Søkelys på arbeidsmarkedet Mål på mobilitet Hvordan skal vi vurdere mobiliteten i perioden 1990 til og med 2004? Det vil være naturlig å ta utgangspunkt i hva som kan kalles total bruttostrøm. Først registreres alle ansettelser og alle avganger samlet. Da får man et mål på den totale mobiliteten, men vet lite om den skyldes nedlegging, etablering eller gjennomtrekk av ansatte. Den totale bruttostrømmen kan dekomponeres i ansettelser og avganger ved eksisterende bedrifter og ansettelser og avganger ved bedrifter som blir henholdsvis etablert og nedlagt. Et annet mål prøver å gi et bilde av gjennomtrekk av ansatte. Dette målet konstrueres ved å legge sammen ansettelser hos virksomheter som innskrenker, med avganger av ansatte i virksomheter som vokser. Dette målet ser kun på gjennomtrekk av ansatte utover det som er nødvendig for å forklare nivåendringer i arbeidsstokken. Det betyr for eksempel at verken etablering eller nedlegging vil bidra til nivået på gjennomtrekksmålet. I internasjonal litteratur omtales dette målet som replacement hires (Albæk og Sørensen 1998), som er lik to ganger churning (Burgess et al. 2000). I litteraturen referert i forrige avsnitt brukes begge disse målene. De fleste anvender churning - målet, det gjelder for eksempel de tidligere norske studiene. I mange analyser anvendes bruttostrøm av arbeidskraft og de dekomponerte strømmene på rateform, det vil si at man har dividert strømmene på gjennomsnittlig antall jobber i perioden. I figurene og regresjonene i denne artikkelen vil alle tall være på rateform. Figurene viser tallene i prosent. Data Hovedkilden til jobber er Arbeidstaker- og arbeidsgiverregisteret (AA). 3 I dette registeret er det arbeidsgivere som rapporterer ansatte. Alle forhold utover en uke og med en ukentlig forventet arbeidstid på minst fire timer skal rapporteres. AA dekker ikke alle sysselsatte. De viktigste unntakene er i) selvstendige/familiearbeidere, ii) lønnstakere uten vanlig ansettelsesforhold (styremedlemmer, politiske stillinger, personer på omsorgslønn), iii) ansatte som jobber mindre enn fire timer i uken, og iv) arbeidstakerforhold kortere enn en uke. Vi måler beholdningen av antall ansatte 15.05 hvert år i perioden 1990 til og med 2005. Ansettelser og avganger (ansatte som slutter) måles i perioden mellom 15.05 år t og 15.5 år t+1. Kun forhold som er aktive på minst ett av beholdningstidspunktene, er med i analysen. Betrakt et eksempel. Antall ansettelser og antall avganger år 2000 er følgelig målt som antall ansettelser og antall avganger i perioden 15.5.2000 15.5.2001. Aggregerte tall for perioden 1989 1997 stammer fra prosjektet Arbeidsmarkedsstrømmer og lønnsstruktur. Tall for perioden 1995 2002 stammer fra prosjektet Medvirkning, læring og belønning. Ag-

Økende mobilitet i det norske arbeidslivet? 5 Figur 1. Bruttostrøm, ansettelser og avgang av ansatte i perioden 1990 til 2004 70 % 60 % R 2 = 0,3143 50 % 40 % 30 % 20 % 10 % 0 % 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 Bruttostrømsrate arbeidskraft Ansettelser blant etablerte bedrifter Ansettelser som skyldes etableringer Avgang blant etablerte bedrifter Avgang som skyldes nedleggelser Lineær (Bruttostrømsrate arbeidskraft) Note: Figur 1 er laget på bakgrunn av tabell 2 i vedlegget. gregerte tall fra begge prosjektene er anvendt i Dale-Olsen (2005), mens mikrodata fra det sistnevnte prosjektet er generelt anvendt i Torp (2005). Sistnevnte studie dokumenterer også data. Nye tall for 2003 2004 stammer fra prosjektet Medvirkning, læring og belønning. I alle datakilder er det konsistensproblemer og målefeil. En generell diskusjon om konsistensproblemer og målefeil i Arbeidsgiver- og arbeidstakerregisteret finnes hos Næsheim (2005). Det inntreffer også dessverre brudd i tidsseriene i løpet av 16 år (1989 2005). Vi har et klart brudd i 1994 1995 og i 2004 2005. Konsekvensene av disse bruddene og hvordan vi har korrigert disse er redegjort for i detalj i Dale-Olsen (2006). 4 Tall for 1995 og 2004 er imidlertid noe mer usikre. Registerendringen medfører i praksis også at ansettelser og avganger i 1996 trolig er noe oppblåste i forhold til det reelle. To forhold kan også medføre at mine tall underestimerer mobiliteten. For det første vil forhold som begynner og slutter innen perioden ikke gi bidrag til antall ansettelser og antall avganger. For det andre kan måten populasjonen er definert på, karakteriseres som beholdningssampling. Ved å fokusere på forhold som er aktive på en bestemt dato, vil en fokusere på forhold av lengre varighet. Økende mobilitet i Norge? Tabell V1 i vedlegget viser utviklingen i antall jobber, ansettelser og avganger av arbeidstakere for alle virksomheter i Norge i perioden 1990 til 2004. Tabellen viser også antall jobber per 15.5.2005. I tillegg viser tabellen mer detaljert hvordan ansettelsene fordeler seg på ansettelser hos allerede etablerte virksomheter, ansettelser i forbindelse med nyetablering, avgang av ansatte hos etablerte virksomheter og avgang av ansatte i forbindelse med nedlegging. Antall ansatte dette år (N) pluss alle ansettelser (H-alle) minus alle avganger (Q-alle) gir antall ansatte neste år. De to siste kolonnene i tabellen viser ansettelser hos virksomheter som innskrenker, og avganger av ansatte i virksomheter som vokser. Disse to sistnevnte kolonnene anvendes til å måle gjennomtrekk av ansatte. Tabellen viser tydelig konjunkturendringen etter 1993. Antallet jobber stiger fra

6 Søkelys på arbeidsmarkedet Figur 2. Gjennomtrekk av ansatte i økonomien og for utvalgte næringer i perioden 1990 til 2004 20 % 16 % R 2 = 0,5573 12 % R 2 = 0,5305 8 % R 2 = 0,1415 4 % 0 % 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 Alle næringer Varehandel, hotell og restaurant Lineær (Varehandel, hotell og restaurant) Industri Lineær (Alle næringer) Lineær (Industri) Note: Figur 2 er laget på bakgrunn av tabell 2 og tabell 3 i vedlegget. drøye 1,7 millioner i 1990 til over 2,1 millioner i 2005. Endringen i ansettelser og avganger er imidlertid vel så dramatisk. I 1992 forekom det 365 125 ansettelser, i 1996 over 570 000, og fortsatt i 2004 ser vi over 520 000 ansettelser. Avgang av ansatte øker faktisk tilsvarende, fra 348 162 i 1992 til over 581 000 i 2000. Dette er jo ikke så overraskende da de fleste ansettelser motsvares av en avgang. En grafisk fremstilling gir ofte et klarere bilde. Betrakt derfor figur 1. Figuren er laget på bakgrunn av tallene i tabell V1. Bruttostrømmen år t er dividert med gjennomsnittlig antall jobber i perioden år t til år t+1. Vi ser at bruttostrømmen følger konjunkturen strengt. Den avtar mot 1993 for deretter å tilta kraftig fra 1994 til 1996, for så å flate ut på et jevnt høyt nivå. Toppunktet nås i 2000. De siste årene avtar bruttostrømmen noe, men 2004-tallet er som sagt noe mer usikkert. Figuren angir også en lineær trend for bruttostrømmen og den lineære trendens forklaringskraft. Denne ser vi er klart positiv og betydelig, noe som indikerer at den totale bruttostrømmen øker over tid. Figur 1 viser hvordan bruttostrømmen kan dekomponeres i ansettelser og avganger, avhengig av ulike bedriftsstatuser: nedlagt, etablert eller fortsatt drift. Fremdeles måler vi disse strømmene i prosent av gjennomsnittlig antall ansatte fra periode t til t+1. Vi ser at ansettelser og avgang av ansatte som skyldes henholdsvis etablering og nedlegging, utgjør en mindre og mer stabil del av bruttostrømmen. Stort sett ligger disse rundt fem seks prosent, men vi ser at ansettelser ved etablering øker i perioden 1995 1996. Størstedelen av bruttostrømmen stammer fra bedrifter som verken nedlegges eller blir etablert, og i disse bedriftene øker både ansettelser og avganger fra under 20 prosent på tidlig 1990-tall til klart over 20 prosent ved utgangen av perioden (2004). Figur 2 er konstruert fra tabell V1 og V2 i vedlegget. Figuren viser hvordan gjennomtrekken totalt i Norge varierer i perioden 1990 til og med 2004. I tillegg viser figuren gjennomtrekken i to utvalgte næringsgrupper: industri og varehandel, hotell og restaurant.

Økende mobilitet i det norske arbeidslivet? 7 Figur 2 viser at gjennomtrekken varierer langt mindre, og er således mindre konjunkturfølsom. Men den er fortsatt prosyklisk, i det den øker når økonomien går godt, og avtar når økonomien dempes. Gjennomtrekken øker fra rundt 10 prosent på tidlig 1990-tallet til 15 prosent i 2000. Den avtar noe fram til 2003, men øker så igjen. Vi finner igjen dette mønsteret for varehandel, hotell- og restaurantnæringene, mens variasjonene er mye mer dempet for industrien. Industrien har klart lavere gjennomtrekk enn landsgjennomsnittet og varehandel, hotell- og restaurantnæringene. Hvordan samsvarer disse tallene med mobilitetstallene fra Dale-Olsen og Rønningen (2000)? De fant at i gjennomsnitt i økonomien var churning -raten (deres mål på gjennomtrekk som er dobbelt så stor som gjennomtrekksmålet her) rundt 21 prosent. Mine er tall er noe høyere (tilsvarer 25 prosent). Burgess et al. (2000) finner en gjennomsnittlig kvartalsvis churning -rate på rundt 11 prosent i Maryland. En årlig rate vil da fort kunne bli rundt 44 prosent. Alle strømmene antyder en økning av mobiliteten i det norske arbeidsmarkedet. I figuren har vi igjen antydet lineære trender og forklaringskraften disse har. Særlig for gjennomtrekken totalt og i varehandel, hotell- og restaurantnæringene ser vi at forklaringskraften er høy. Men for industrien finner vi mindre støtte for en lineær trend mot høyere gjennomtrekk. Skyldes den økende mobiliteten i Norge kun konjunkturvariasjoner? En mulig kritikk av konklusjonene i forrige avsnitt, nemlig at mobiliteten er økende i Norge, vil være å hevde at hva vi ser i figur 1 og 2, kun er et resultat av konjunkturvariasjoner. Når økonomien i Norge går godt, øker mobiliteten, men den avtar når det går dårlig. Siden Norge ikke har opplevd så dårlige tider igjen som hva vi opplevde på tidlig 1990-tall, gir dette en tilsynelatende positiv trend. Dette avsnittet ser derfor nærmere på betydningen av konjunkturen for mobiliteten. Mine observasjoner av mobilitet er kun for de 15 årene som er beskrevet foran. Det betyr at man må vise varsomhet og ikke trekke for sterke konklusjoner. Men jeg mener likevel at undersøkelsen gir visse indikasjoner om konjunkturvariasjonenes betydning for mobiliteten. Jeg måler konjunkturen ved en vanlig konjunkturindikator: det relative forholdet mellom antall helt ledige arbeidstakere (U) og antall ledige stillinger (V), det vil si U/V. Aetat (2005) gir informasjon om helt ledige arbeidstakere og antall ledige stillinger i perioden 1990 til og med 2004. Fra 1997 måles ledige stillinger ved ledige stillinger annonsert i media (i tråd med Aetats anbefalinger). Deretter estimerer jeg flere regresjonsmodeller der ulike mål på mobilitet er avhengige variabler, mens trendvariabler og konjunkturindikatoren er forklaringsvariabler. Siden både mobilitet og konjunkturindikatoren kan oppfattes å være gjensidig bestemt i et større makrosystem (dvs. også konjunkturindikatoren kan oppfattes å være endogen), instrumenteres konjunkturindikatoren (med verdier fra foregående periode). Vi ser på fem forskjellige mål på mobilitet: 1) gjennomtrekk, 2) avgang av ansatte som skyldes nedlegging av bedriften, 3) ansettelser som skyldes nyetablering, 4) ansettelser som skyldes voksende bedrifter, og 5) avgang av ansatte som skyldes nedbemanninger. Alle målene er målt relativt til gjennomsnittlig antall ansatte i økonomien. Tabell 1 viser resultatene fra regresjonene. Vi estimerer to sett med regresjoner. Det første settet, del A, tar utgangspunkt i variabler på nivåform, mens det andre settet, del B, tar utgangspunkt i variabler på endringsform, det vil si alle størrelser er mål i endring fra foregående år til dette år. Regresjonene i del B er utført, siden regresjonene i del A antyder problemer med autokorrelasjon. Regresjonene viser tydelig at for gjennomtrekk observerer man en positiv lineær trend, også etter å ha kontrollert for konjunkturvariasjonen. 5 For hvert år som går, øker gjennomtrekken med noe over 0,2 prosentpoeng (0,22 i del A, og 0,24 i del B). Vi ser at for gjennomtrekk vil en dårligere konjunk-

8 tursituasjon (høyere verdi på U/V) medføre redusert gjennomtrekk. Konjunkturen har ikke overraskende en tilsvarende virkning (om enn ikke like signifikant) på andelen arbeidstakere som blir ansatt i ekspanderende bedrifter, og andelen arbeidstakere som må slutte i bedrifter som nedbemanner. Her finner vi heller ikke en like sterk (i betydningen signifikant) trend. Tabell 1 viser også at disse enkle modellene er uegnet til å forklare mobiliteten som skyldes nedlegging og etablering. I Dale-Olsen (2005) belyses denne potensielle økningen i mobilitet gjennom regresjonsanalyser av mikrodata for perioden 1990 2002, med kontroll for næringsvise konjunkturforskjeller. Også her identifiseres en klart positiv lineær trend, det vil si også her finner man at mobiliteten blant norske arbeidstakere i perioden 1990 2002 er økende. Søkelys på arbeidsmarkedet Avslutning Denne artikkelen presenterer en oversikt over den norske arbeidstakermobiliteten i perioden 1990 til og med 2004. I artikkelen har jeg belyst og delvis testet hypotesen om at arbeidstakermobiliteten er økende i Norge. Jeg finner klare indikasjoner på at dette stemmer, det vil si mobiliteten er økende. Det gjelder generelt, men også etter kontroll for konjunktursituasjonen. Jeg finner imidlertid klare forskjeller mellom ulike typer mobilitet og mellom næringer. Når det gjelder det første forholdet, viser jeg at det er særlig gjennomtrekken som øker. Når det gjelder det siste forholdet, viser jeg at det er klare næringsforskjeller i mobilitet generelt, og at industrien er en lavmobilitetsnæring. Det er derfor kanskje ikke så overraskende at en ikke finner tilsvarende sterk støtte for at mobiliteten øker i industrien. Jeg bør rent avslutningsvis påpeke at regresjonsanalysene kun hviler på 15 år med observasjoner, og således er ganske usikre. Det er i tillegg en ekstra usikkerhet knyttet til konklusjonene som faktisk skyldes den gode norske økonomien etter 1995, og dette gjør det vanskelig å trekke helt sikre konklusjoner. Grunnen til at man ikke kan fastslå en økning av mobiliteten helt sikkert, er at perioden 1990 2005 ikke omfatter flere slike dårlige perioder som Norge opplevde tidlig på 1990-tallet. Spørsmålet er selvfølgelig når dette inntreffer. For øyeblikket virker det som om man må vente flere år (heldigvis) før spørsmålet blir endelig avklart. Noter 1. Disse medlemmer vil videre peke på at det i dag er en økende mobilitet i arbeidsmarkedet [ ] Stortinget (2004 2005: kap.2). Mindre lojalitet og større mobilitet forsterker utfordringene. Logistikk & Ledelse (2004: resultatsamspillet). 2. Artikkelen rapporterer funn fra prosjektene Totalmobilitet 1990 2004 (finansiert av Arbeids- og inkluderingsdepartementet), Konkurranse i arbeidsmarkedet (finansiert av ISF), Arbeidsmarkedsstrømmer og lønnsstruktur (finansiert av Norges forskningsråd, 124582/510) og Medvirkning, læring og belønning (finansiert av Norges forskningsråd, 156035/S20). 3. I våre analyser begrenser vi oss til arbeidstakerforhold i AA hvor man har fått koplet inn lønn fra LTO-registeret. Generelt antar man at arbeidstakerforhold som står uten registrert lønn i LTO-registeret for kalenderåret, skulle vært utmeldt fra AA. Her finnes det visse unntak som følge av at LTO-oppgave ikke er innlevert, men dette er relativt få. Tidlig på 1990-tallet kunne det også være flere ukoplede forhold siden koplingsrutinene mellom AA og LTO ikke var like gode. Men også her snakker vi om relativt få forhold. 4. Bruddet i tidsseriene mellom 1994 og 1995 skyldes at virksomhetsenheten i AA endres mellom 1994 og 1995. I 1995 innføres organisasjonsnummer-bedrift som bedriftsenheten i AA. En separat nummerserie, organisasjonsnummer-juridisk enhet (foretak) innføres også. Det betyr at fra og med 1995 berører ikke eierskifte direkte avganger og ansettelser (dette er en noe forenklet beskrivelse, se Dale-Olsen, 2005). Som ved alle nye ordninger er det grunn til å anta flere feilregistreringer de første årene med en ny ordning. Bruddet i tidsseriene mellom 2004 og 2005 skyldes at informasjonen kommer fra to forskjellige filtyper. Filene i perioden 1990 til og

Økende mobilitet i det norske arbeidslivet? 9 med 2004 baserer seg på årsfiler fra AA koplet til LTO-registeret, hvor man har inkorporert korreksjoner fra årskontrollene. Koplingen sikrer i seg selv en viss kvalitet på forholdet (rundt 1,5 prosent får ikke kopling mot LTO-registeret). For seksten ukers uttaket etter 15.5.2005 stiller dette seg annerledes. Her har man kun ventet de nevnte seksten ukene, og ingen årskontroll er blitt utført (ukorrigert medfører dette at rundt 20 prosent av meldingene ikke har blitt registrert, se diskusjon i Dale-Olsen (2006). I tillegg vil data for 2005 være noe mer usikre fordi SSB rapporterer at kommunene fra og med juni 2005 ikke har sendt inn meldinger jevnlig. 5. Alle regresjonene er også utført med et andreordens ledd, for å fange opp en mulig ikkelineær trend. Dette leddet er imidlertid ikke signifikant i noen av regresjonene. Referanser Aetat (2005), Historisk arbeidsmarkedsstatistikk. Oslo: Aetat. (www.aetat.no/data//f/0/24/53/ 1_702_0/rapporten_hele2004.pdf) Albæk, K. og Sørensen, B.E. (1998), Worker Flows and Job Flows in Danish Manufacturing, 1980 91. The Economic Journal, 108: 1750 1771. Barth, E. og H. Dale-Olsen (1997), Arbeidsmarkedsstrømmer i Norge. Søkelys på arbeidsmarkedet, 14, 121 126. Barth, E. og K. Ringdal (2005), Fleksibel arbeidsorganisering 1997 2003. I: Torp, H. (red.) (2005), Nytt arbeidsliv. Medvirkning, inkludering og belønning. Oslo: Gyldendal Akademisk, 35 54. Barth, E., B. Bratsberg, T. Hægeland og O. Raaum (2005), Større lønnsforskjeller i Norge: En følge av prestasjonslønn? I: Torp, H. (red.) (2005), Nytt arbeidsliv. Medvirkning, inkludering og belønning. Oslo: Gyldendal Akademisk, 211 228. Burgess, S., J. Lane og D. Stevens (2000), Job Flows, Worker Flows, and Churning. Journal of Labor Economics, 18, 473 502. Dale-Olsen, H. og D. Rønningen (2000), Jobb- og arbeidsmarkedsstrømmer i Norge og OECD. Sosiale og økonomiske studier 104. Oslo og Kongsvinger: Statistisk sentralbyrå. Dale-Olsen, H. (1998), Kjønnsforskjeller i jobbog arbeidskraftsstrømmer. Søkelys på arbeidsmarkedet, 15, 147 156. Dale-Olsen, H. (2005), Etablering og nedlegging av bedrifter, bedrifters størrelse og levetid. I: Torp, H. (red.) (2005), Nytt arbeidsliv. Medvirkning, inkludering og belønning. Oslo: Gyldendal Akademisk, 250 271. Dale-Olsen, H. (2006), Totalmobilitet 1990 2004. Notat. (www.samfunnsforskning.no/files /file29138_p_2006_2.pdf) Davis, S.J. og J.C. Haltiwanger (1999), Gross job flows. I: Aschenfelter, O. og D. Card (red.), Handbook of Labor Economics, Vol. 3B. Amsterdam og New York: Elsevier, 2711 2805. Logistikk & Ledelse (2004), Endringsledelse og gjennomføringsevne. Del 2 av 6: Styrets fokus på organisasjonens virkningsgrad. (www.logistikk-ledelse.no/2004/kv/kv09-02.htm) Næsheim, H.N. (2005), Arbeidsgiver- /arbeidstakerregisteret. Konsistens med andre kilder. SSB-Notat 18.11.2005. (www.ssb.no/mikrodata/arbeidsgiver_ arbeidstakerregisteret.pdf). OECD (2004), Employment Outlook. Oecd Paris. Stortinget (2004 2005), Innstilling O. nr. 4. Innstilling fra finanskomiteen om lov om endringer i forsikringsvirksomhetsloven m.m. (www.stortinget.no/inno/2004/200405-004- 003.html) Torp, H. (red.) (2005), Nytt arbeidsliv. Medvirkning, inkludering og belønning. Oslo: Gyldendal Akademisk.

Vedleggstabeller Tabell V1. Jobber/arbeidstakere ALLE År N Q- etablerte Q-avgang H- etablerte H-nye Q-alle H-alle Q- Voksende virksomheter H- Nedbemanningsvirksomheter 1990 1718967 298992 81023 313846 62211 380015 376057 76093 100015 1991 1715009 281652 74543 330112 66344 356195 396456 89166 87868 1992 1755270 275590 72572 308936 56189 348162 365125 82115 93013 1993 1772233 285211 66273 322362 61137 351484 383499 93080 99161 1994 1804248 299175 72429 349151 62174 371604 411325 88591 120185 1995 1843969 383394 85702 373264 103530 469096 476794 100402 124045 1996 1851667 421713 73370 452817 117857 495083 570674 135169 118862 1997 1927258 444772 68712 486336 99484 513484 585820 143366 136130 1998 1999594 471398 65390 483929 83085 536788 567014 142959 152555 1999 2029820 476258 82212 462109 87478 558470 549587 130606 156789 2000 2020937 508917 72560 488048 97513 581477 585561 132885 171264 2001 2025021 462776 69117 481906 73406 531893 555312 142093 151145 2002 2048440 459767 76334 447272 70686 536101 517958 128414 150571 2003 2030297 421236 67530 414642 86702 488766 501344 113173 137742 2004 2042875 422160 39412 461482 60419 461572 521901 132565 135508 2005 2103204 Note: Tall fra prosjektene Totalmobilitet 1990 2004, Arbeidsmarkedsstrømmer og lønnsstruktur (Bedrifts- og arbeidstakerpanelet 1989 1997) og Medvirkning inkludering og belønning (Arbeids- og bedriftsundersøkelsen 2003 m/registerdata 1995 2005). N angir beholdningen av antall ansatte (aktive jobber) 15.05 hvert år. Ansettelser og avganger av ansatte måles i perioden 15.5 år t til 15.5 år t+1. Q-etablerte angir avganger av ansatte hos bedrifter som ikke nedlegges. Q-avgang angir avganger av ansatte i virksomheter som nedlegges. Q-alle angir summen av Q-etablerte og Q- avgang. H-etablerte angir ansettelser i virksomheter som allerede er etablert. H-nye angir ansettelser hos virksomheter som er nyetablert. H-alle angir summen av H-etablerte og H-nye. Q-voksende virksomheter angir avganger av ansatte i virksomheter som vokser. H-nedbemanningsvirksomheter angir ansettelser i virksomheter som nedbemanner. Populasjon:

Tabell V2. Jobber i uvalgte næringer År N Industri Q-voksende virksomheter H- nedbemanningsvirksomheter Varehandel, hotell- og restaurantnæringene N Q-voksende virksomheter H- nedbemanningsvirksomheter 1990 255408 11037 9055 355499 22400 15904 1991 255938 10618 9727 345627 21637 13270 1992 251753 9893 9337 348820 21591 12356 1993 250953 11654 9165 346944 24592 12693 1994 258537 14442 8862 347540 26991 13937 1995 272260 15880 9087 336050 27352 16441 1996 288958 20113 11824 348886 34918 17898 1997 295678 22179 13217 363785 40579 20299 1998 303125 17638 14307 378829 41016 24158 1999 292894 14307 13081 385851 38544 25247 2000 277284 15800 13844 382250 39236 28573 2001 278990 14783 13556 380281 37610 25675 2002 273147 11287 12933 377141 36214 22952 2003 261420 9753 10635 377320 32575 21235 2004 248987 10620 8152 379707 31133 14741 2005 246567 394858 Note: Tall fra prosjektene Totalmobilitet 1990-2004, Arbeidsmarkedsstrømmer og lønnsstruktur (Bedrifts- og arbeidstakerpanelet 1989-1997) og Medvirkning inkludering og belønning (Arbeids- og bedriftsundersøkelsen 2003 m/registerdata 1995-2005). N angir beholdningen av antall ansatte (aktive jobber) 15.5 hvert år. Q-voksende virksomheter angir avganger av ansatte i virksomheter som vokser. H-nedbemanningsvirksomheter angir ansettelser i virksomheter som nedbemanner. Populasjon: alle virksomheter.

Arbeidsledighet Helene Berg Utdanning som attføringstiltak ungdom ingen adgang? Aldersgrensen for å delta i utdanning som attføringstiltak ble i 2004 hevet fra 22 til 26 år, for å forhindre at ungdom som bør finansiere utdanningen sin selv, får den finansiert gjennom folketrygden. I en evaluering av virkningene av den nye aldersgrensen finner vi at deltakelse i utdanning som attføringstiltak riktigsnok er redusert blant 22 25 åringer, men at et stort flertall får unntak fra regelen. Vi finner at det er fare for ulikebehandling av søkere fordi regelverket oppleves som vanskelig i Aetat. Vår konklusjon er at aldersgrensen er lite hensiktsmessig. Personer som har redusert arbeidsevne på grunn av sykdom, skade eller lyte, kan ha rett til yrkesrettet attføring. Det innebærer at de deltar i tiltak med det formål å bli i stand til å få og beholde et arbeid, og at de i denne perioden kan motta attføringsytelser til livsopphold og eventuelt til å dekke kostnader ved tiltaket. Blant ulike typer attføringstiltak er ordinær utdanning oftest brukt. For ungdom er situasjonen spesiell fordi det er vanlig at de er i en utdanningssituasjon, og alminnelige utdanningskostnader skal normalt ikke finansieres av trygdemidler. Aldersgrensen for å få ta utdanning under attføring er derfor satt høyere enn aldersgrensen for å delta i andre typer attføringstiltak. Grensen ble hevet i januar 2004, fra 22 til 26 år, med den begrunnelse at ungdom normalt kan forventes å være under utdanning inntil fylte 26 år, og med det formål å begrense utgiftene. På oppdrag for Arbeids- og inkluderingsdepartementet har vi evaluert virkningene av den hevede aldersgrensen i forhold til intenderte og ikke-intenderte konsekvenser. For en fullstendig beskrivelse av prosjektet, se ECON (2006) 1. Aldersgrense og unntaksbestemmelser For alle personer som oppfyller de medisinske kriteriene for rett til attføring (ifølge folketrygdloven), er det slik at et attføringstiltak skal vurderes som nødvendig og hensiktsmessig for at vedkommende skal få og beholde arbeid. I tillegg gjelder noen begrensninger med hensyn til varighet og kostnader ved attføringsløp samt en høyere aldersgrense for å kunne ta ordinær utdanning som del av en yrkesrettet attføring. Denne aldersgrensen ble som nevnt hevet fra 22 til 26 år, Søkelys på arbeidsmarkedet 1/2006, årgang 23,13-20 ISSN 0800-6199 2006 Institutt for samfunnsforskning

14 med virkning fra 1. januar 2004. For å sikre at særlig svake grupper med behov for kvalifisering i form av utdanning fortsatt skal få det, har aldersgrensen en unntaksbestemmelse. Det kan gjøres unntak dersom den yrkeshemmede er i en vesentlig annen utdanningssituasjon enn den som gjelder for annen ungdom, og dette skyldes sykdom, skade eller lyte. Dersom utdanningssituasjonen er avvikende, og avviket i tillegg er vesentlig, kan det tilstås attføringspenger ved utdanning fra fylte 19 år. Eksempler på grupper som kan omfattes av unntaket, er unge uføre, personer som er blitt uføre etter alvorlige ulykker eller som lider av alvorlig og langvarig sykdom. For personer som fyller 26 år i løpet av skolegangen, kan retten til attføringsstønad inntre fra fylte 26 år. Problemstillinger og hypoteser Formålet med evalueringen har vært å undersøke effekter av den hevede aldersgrensen for skolegang som attføringstiltak. Vi har stilt følgende spørsmål: Hvor mange personer berøres av regelendringen? På hvilke måter har regelendringen påvirket atferden hos (unge) attføringssøkere? Hvordan er Aetats saksbehandling og veiledning påvirket? Har regelendringene ført til mindre forbruk på budsjettposten for skolepenger? Søkelys på arbeidsmarkedet Vi tar utgangspunkt i flere hypoteser om hvordan atferden blant unge attføringssøkere påvirkes av hevet aldersgrense. Kunnskapen om at det (i prinsippet) ikke er mulig å få finansiert utdanning under attføring, kan påvirke atferden allerede før det søkes attføring. Dersom en viss andel av de unge attføringssøkerne søker attføring fordi dette gir en gunstig finansiering av deres utdanning, og ikke fordi de har et vesentlig annet behov enn annen ungdom, ville vi vente at søkingen til attføring i aldersgruppen 22 25 år går ned som følge av regelendringen. Dersom en del ungdom som søker attføring, ikke ønsker å delta i noen annen type tiltak enn utdanning, kan vi videre vente at flere i aldersgruppen 22 25 år får avslag på attføringssøknaden som følge av regelendringen. Videre vil vi blant alle 22 25 åringer som får innvilget attføring forvente at andelen som begynner på ordinær utdanning, går ned, mens andelen som deltar i andre typer attføringstiltak, øker. Dersom utgiftene per deltaker i utdanning er konstant, vil vi dessuten vente at samlede utgifter går ned. Unntaksreglene innebærer at ingen av disse antatte effektene kan tas for gitt. Effekten av regelendringen avhenger av Aetats veiledning, saksbehandling av søknader om unntak samt behandling av klager. Kriteriene for å få unntak er i høy grad skjønnsbaserte, slik at saksbehandlingen ved det enkelte Aetat lokal kan ha stor betydning for effekten. Det er i utgangspunktet rimelig å anta at den hevede aldersgrensen kun påvirker personer mellom 22 og 26 år de som ble direkte berørt. Personer under 22 år hadde verken før eller etter endringen anledning til å ta utdanning under attføring (så sant de ikke fikk unntak). Heving av aldersgrensen kan imidlertid ha bidratt til å bevisstgjøre saksbehandlerne i Aetat om aldersgrensen mer generelt, og dermed kan den indirekte ha betydning også for søkere under 22 år. Betydning for offentlige budsjetter og for ungdom med behov for attføring Formålet med regelendringen var som nevnt å begrense kostnadene til attføring. I årene før regelendringen hadde man opplevd en relativt sterk vekst i kostnadene til skolegang under attføring. Det ble stilt spørsmål om Aetat finansierte skolegang for ungdom som ellers ville (og burde) finansiert utdanningen sin selv. Forskjellen i utgifter for det offentlige består hovedsakelig av at de som tar utdanning under attføring, får stønad til livsopphold, mens de som tar utdanning på egen hånd, må finansiere sitt livsopphold med lån og/eller egne inntekter. For personer som går på privat skole under attføringen, finansierer Aetat dessuten skolepenger. Dersom den hevede aldersgrensen har begrenset forekomsten av ubegrunnet sko-

Utdanning som attføringstiltak ungdom ingen adgang? 15 legang under attføring, og dermed redusert utgiftene for det offentlige, er dette en intendert effekt. En mulig uintendert effekt finner sted dersom regelendringen fører til at ungdom som burde ha fått skolegang under attføring, ikke får det. Vi tenker da på ungdom hvor alternativet er ingen kvalifisering eller en mindre hensiktsmessig kvalifisering en som gir dem vesentlig dårligere muligheter på arbeidsmarkedet i fremtiden. I en evaluering av effektene av hevet aldersgrense må de positive intenderte effektene veies opp mot slike negative og uintenderte effekter. Metoder Vi har benyttet tre typer datakilder i evalueringen: Registerdata fra Aetat for perioden 2001 2005, en spørreundersøkelse rettet mot saksbehandlere i Aetat samt kvalitative intervjuer av et lite antall saksbehandlere. Registeranalysen er først og fremst benyttet for å belyse atferdsendringer blant 22 25- åringer (samt ungdom under 22 år). Aetats register gir informasjon om personer fra det tidspunktet de blir registrert hos Aetat. Vi har naturlig nok ikke informasjon om hvor mange som potensielt kunne tenkes å søke attføring, men en vesentlig endring i antallet som faktisk søker attføring, kan ses som en indikasjon på hvilken effekt regelendringen har på sannsynligheten for å søke attføring. Vi har definert nye attføringssøkere fra det tidspunktet de første gang ble registrert som yrkeshemmede hos Aetat (i løpet av de årene vi har data for). For tilgangen av nye attføringssøkere i perioden 2002 november 2005 har vi informasjon om forløpet av tiltak, Aetats vedtak, personkjennetegn og posteringer av stønad til skolegang. Hovedstrategien i analysen av registerdataene har vært å sammenligne tilpasningen blant dem som søkte attføring før og etter regelendringen. Siden det kan ha skjedd en mer langsiktig utvikling i tilpasningen over tid, har vi sammenlignet overgangsrater for månedskohorter av attføringssøkere. En del av problemstillingene lar seg imidlertid vanskelig belyse ved hjelp av registerdataene. Vi har derfor gjennomført en web-basert spørreundersøkelse rettet mot erfarne attføringssaksbehandlere ved Aetat lokal. Vi henvendte oss til én attføringssaksbehandler ved hvert kontor og fikk inn svar fra 75 saksbehandlere. 2 De viktigste problemstillingene som søkes besvart gjennom spørreundersøkelsen, er hvordan saksbehandling av søknader om unntak skjer, og saksbehandlernes vurdering av regelendringenes betydning for attføringssøkerne. For å få større innsikt i saksbehandlingen knyttet til unntaksbestemmelsen, og hvordan saksbehandlerne vurderer skjønnsutøvelsen, gjennomførte vi i tillegg kvalitative intervjuer med seks saksbehandlere. Disse ble valgt ut med utgangspunkt i svarene på spørreundersøkelsen og for å få med både store og små kontorer og en viss geografisk spredning. Saksbehandling på attføringsområdet En kompliserende faktor i registeranalysen er en administrativ omlegging av saksbehandlingen på attføringsområdet som trådte i kraft i juli 2004. Tidligere var det trygdeetaten som først vurderte hvorvidt attføringssøkere tilfredsstilte de medisinske vilkårene i loven. Deretter ble saken overført til Aetat, som vurderte hvorvidt attføringstiltak var nødvendig og hensiktsmessig med hensyn til vedkommendes muligheter på arbeidsmarkedet. Denne arbeidsdelingen ble i økende grad kritisert fordi den kunne føre til at attføringssøkere ble kasteballer mellom de to etatene. Fra juli 2004 ble derfor hele saksbehandlingen samlet i Aetat. For vår analyse betyr omleggingen at vi får et brudd i dataseriene. Før omleggingen ble som regel ikke attføringssøkere registrert hos Aetat før trygdekontoret hadde godkjent attføring etter de medisinske kriteriene. Etter omleggingen blir attføringssøkere registrert hos Aetat allerede fra det tidspunkt de søker attføring. I tolkningen av dataene forsøker vi å ta hensyn til den støyen som dette forårsaker.

16 Søkelys på arbeidsmarkedet Figur 1. Andel av nye yrkeshemmede i aldersgruppen 22 25 år som har fått innvilget attføring 3 og 6 måneder etter at de ble registrert som yrkeshemmede hos Aetat. For hver månedskohort 1 0,9 august 02 august 03 hevet aldersgrense adm omlegging Etter 3 mnd Etter 6 mnd 0,8 august 04 0,7 0,6 Andel 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0 jan.02 apr.02 jul.02 okt.02 jan.03 apr.03 jul.03 okt.03 jan.04 apr.04 jul.04 okt.04 jan.05 apr.05 jul.05 Månedskohort Søking til attføring Har den nye aldersgrensen ført til at færre unge søker attføring? Vi finner at andelen 22 25-åringer blant alle som ble registrert som yrkeshemmede hos Aetat, var svakt økende fra måned til måned fram til høsten 2003. I hele 2003-kohorten av nye søkere utgjør 22 25-åringene 9,5 prosent, mens de i 2004-kohorten utgjør 8,1 prosent. Dette kan indikere at hevingen av aldersgrensen som kom i januar 2004, har bidratt til å redusere antallet unge som søker attføring. Senere øker riktignok andelen av nye attføringssøkere som er mellom 22 og 25 år, men vi vurderer at dette er forårsaket av den administrative omleggingen i juli 2004. 3 Innvilget attføring Har den nye aldersgrensen ført til at færre unge får innvilget attføring? For hele perioden vi ser på, har vi definert det å få innvilget attføring som å bli registrert hos Aetat med attføringspenger eller et positivt vedtak om attføringstiltak. I perioden januar 2002 november 2005 var det i alt 130 745 nye yrkeshemmede som ble registrert hos Aetat. Blant disse var 12 714 under 22 år, og 11 592 var mellom 22 og 25 år. I figur 1 viser vi andelen av 22 25- åringer registrert som yrkeshemmede hver måned, og som har fått innvilget attføring 3 og 6 måneder etter at de først ble registrert 4. Bruddet i juli 2004 på grunn av den omtalte administrative omleggingen kommer tydelig til uttrykk i figuren. Et annet iøynefallende trekk ved figuren en den høye årlige andelen av augustkohorten som får innvilget attføring de første månedene. Siden skoleåret gjerne begynner i tiden august september, er det nærliggende å tolke dette som en indikasjon på at en god del ungdom søker attføring for å begynne på skole. Opphopningen i august kan imidlertid også ha en annen forklaring. De fleste som søker attføring, har først vært under medisinsk rehabilitering og har i denne perioden kontakt med trygdeetaten. Når trygdekonto-