Ungdomar utan fullföljd gymnasieutbildning en undersökning med många utmaningar

Transkript

1 Bagrundsfata Ungdomar utan fullföljd gymnasieutbildning en undersöning med många utmaningar 2008:1 Arbetsmarnads- och utbildningsstat i s t i

2 I serien Bagrundsfata presenteras bagrundsmaterial till den statisti som SCB producerar inom området arbetsmarnad och utbildning. Det an röra sig om produtbesrivningar, metodredovisningar samt olia sammanställningar som an ge en överblic och underlätta användandet av statistien. Utgivna publiationer från 2000 i serien Bagrundsfata till arbetsmarnads- och utbildningsstatistien 2000:1 Övergång till yresodning på fyrsiffernivå (SSYK) och införande av jobbstatusod i SCB:s lönestatisti 2000:2 The Information System for Occupational Injuries and the Wor-related Health Problems Survey A comparative study 2000:3 Konferens om utbildningsstatisti den 23 mars :1 Avvielser i lönesummestatistien en jämförelse mellan LAPS och LSUM 2001:2 En longitudinell databas ring utbildning, inomst och sysselsättning :3 Staff training costs :4 Studieresultat i högsolan i form av avlarade poäng 2001:5 Urvals- och estimationsförfarandet i de svensa arbetsraftsundersöningarna (AKU) 2001:6 Svar, bortfall och representativitet i Arbetsmiljöundersöningen :7 Individ- och företagsbaserad sysselsättningsstatisti en jämförelse mellan AKU och KS 2002:1 Tidsseriebrott i utbildningsregistret :2 En longitudinell databas ring utbildning, inomst och sysselsättning (LOUISE) :1 Exempel på hur EU:s Quality Reports an srivas avser Labour Cost Survey (LSC) :2 Förändrad redovisning av högsolans personal 2003:3 Individ- och företagsbaserad sysselsättningsstatisti en fortsatt jämförelse mellan AKU och KS 2003:4 Sjufrånvarande enligt SCB och sjusrivna enligt RFV 2003:5 Informationssystemet om arbetssador och undersöningen om arbetsorsaade besvär. En jämförande studie 2004:1 Samlad statisti från SCB avseende ohälsa 2004:2 Översyn av forsarutbildningsstatistien. Bedömning av valiteten Sjufrånvaro och ohälsa i Sverige en belysning utifrån SCB:s statisti 2005:1 En longitudinell databas ring utbildning, inomst och sysselsättning (LOUISE) :2 Nordis pendlingsarta. Huvudrapport 2005:3 Nordis pendlingsarta. Delrapport :4 Flödesstatisti från AKU 2005:5 Flow statistics from the Swedish Labour Force Survey 2006:1 Sysselsättningsavgränsning i RAMS Metodöversyn 2005 Fortsättning på omslagets tredje sida! Ovannämnda rapporter, lisom övriga SCB-publiationer, an beställas från: Statistisa centralbyrån, SCB, Publiationstjänsten, ÖREBRO, telefon eller fax Du an ocså öpa SCB:s publiationer i Statistibutien: Karlavägen 100, Stocholm

3 Bagrundsfata Ungdomar utan fullföljd gymnasieutbildning en undersöning med många utmaningar Arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Statistisa centralbyrån 2008

4 Bacground Facts Labour and Education Statistics 2008:1 Youths without completed upper secondary education a survey with many challenges Statistics Sweden 2008 Producent Producer SCB, enheten för statisti om utbildning och arbetsmarnad Statistics Sweden, Education and jobs SE ÖREBRO Förfrågningar Anders Karlsson, Inquiries anders.arlsson@scb.se Johan Erisson, johan.erisson@scb.se ua@scb.se Det är tillåtet att opiera och på annat sätt mångfaldiga innehållet i denna publiation. Om du citerar, var god uppge ällan på följande sätt: Källa: SCB, Bagrundsfata, Arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1, Ungdomar utan fullföljd gymnasieutbildning en undersöning med många utmaningar. It is permitted to copy and reproduce the contents in this publication. When quoting, please state the source as follows: Source: Statistics Sweden, Bacground Facts, Labour and Education Statistics 2008:1, Youths without completed upper secondary education a survey with many challenges. ISSN X (online) ISSN (print) ISBN (print) URN:NBN:SE:SCB-2008-AM76BR0801_pdf (pdf) Printed in Sweden SCB-tryc, Örebro 2008:3

5 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Förord Förord Att ungefär en fjärdedel av eleverna lämnar gymnasiesolan utan att erhålla ett slutbetyg har inneburit ett allt större intresse för studier av denna grupp. Under 2007 genomförde Statistisa centralbyrån en undersöning ritad till ungdomar som påbörjade gymnasiesolan höstterminen Undersöningen planerades i första hand som en enätundersöning bland dem som inte fullföljt gymnasiesolan. Så småningom om den även att omfatta en registerstudie av samtliga ungdomar som påbörjade gymnasiesolan höstterminen Detta Bagrundsfata är oncentrerat till svårigheter som uppom i samband med enätundersöningen. Eftersom intresset för information ring gruppen ungdomar utan fullföljd gymnasiesola är stort, har en hel del möda lagts ner för att samla in så mycet relevanta data som möjligt. Detta har varit möjligt tac vare ett start stöd och hjälp av metodenheten inom Avdelningen för befolning och välfärd. Avdelningen för näringsliv och arbetsmarnad har ocså bidragit med saunsap och råd ring de register som ommit till användning i olia seden av undersöningen. Rapporten har utformats av Anders Karlsson och Karin Björlind vid enheten för statisti om utbildning och arbete samt Johan Erisson vid metodenheten för individ- och hushållsstatisti. Statistisa centralbyrån i mars 2008 Anna Wilén Jenny Karlsson

6

7 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Innehåll Innehåll Förord Bagrund Genomförandet av undersöningen Konsumentmöte och syftet med undersöningen Formulering av frågor och frågeblanetten Test vid SCB:s mättenisa laboratorium Postenätundersöningen Population och avgränsningar Urvalsdesign och urval En utsatt grupp Datainsamlingen En ny strategi Telefonintervjuundersöningen Provundersöning Urvalsdesign och urval Datainsamlingen Urvalsdesign Slutlig urvalsdesign Besrivning av ett tvåfasurval Alloering av urval fas Alloering av urval fas Bortfallsstudie Insamlingsresultat Rampopulationens atualitet och valitet Besrivning av bortfallet Bortfall i olia grupper Beräning av bortfall Resultat av bortfallsstudie Estimation Möjliga estimatorer Val av estimator Val av hjälpinformation Hjälpvariabler som var stara enligt riterium Val av hjälpinformation med hjälp av indiator Hjälpvariabler som var stara enligt riterium Hjälpvariabler som var stara enligt riterium Val av slutlig hjälpvetor Effeter av vald estimator Effeter på sattningar Bilagor...31 Bilaga 1. Svarsandel och bortfallsandel efter tänbara hjälvariabler...32 Bilaga 2. Definitioner...35 Statistisa centralbyrån 5

8 6 Statistisa centralbyrån

9 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Bagrund 1. Bagrund Under de senaste åren har andelen elever som fullföljt gymnasiesolan inom fem år legat mellan 74 och 77 procent. Det innebär att en fjärdedel eller i runda tal elever för varje årgång lämnar gymnasiesolan utan att erhålla ett slutbetyg. Att så många inte slutför sin utbildning har till exempel lett till att regeringen i februari 2007 beslöt att tillsätta en särsild utredare med uppgift att lämna förslag till den framtida struturen av gymnasiesolans studievägar. Det pågår på många håll, bland annat Solveret, Sveriges Kommuner och Landsting samt Göteborgs universitet, studier om sälen till att ungdomar avbryter gymnasiesolan och vad detta innebär för dem när det gäller etablering på arbetsmarnaden med mera. Inom SCB beslutade enheten för statisti om utbildning och arbete att inom ramen för den officiella statistien genomföra en enätundersöning under våren 2007, ritad till personer som påbörjat en gymnasieutbildning höstterminen 2000 men avgått utan slutbetyg. Resultat från undersöningen redovisades i publiationen Tema: Utbildning 2007 nr 4 Ungdomar utan fullföljd gymnasieutbildning. Statistisa centralbyrån 7

10 8 Statistisa centralbyrån

11 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Genomförandet 2. Genomförandet av undersöningen 2.1 Konsumentmöte och syftet med undersöningen För att fånga upp användarönsemål om urval och frågor i en undersöning ritad till ungdomar utan fullföljd gymnasieutbildning inbjöds myndigheter, ommuner, landsting, större gymnasiesolor med flera till ett så allat onsumentmöte den 12 februari personer deltog vid mötet. Ytterligare några som inte unde delta lämnade ommentarer via e-post. Konsumentmötet och efterföljande interna disussioner på enheten resulterade i ett beslut att syftet med undersöningen sulle vara att belysa tiden i gymnasiesolan, orsaer till studieavbrott samt etablering på arbetsmarnaden och eventuella studier efter avhoppet från gymnasiesolan. Utifrån syftet togs ett förslag på urvalsdesign och enätfrågor fram. Innan undersöningen genomfördes gavs de inbjudna till onsumentmötet möjlighet att beställa tilläggsfrågor och tilläggsurval. 2.2 Formulering av frågor och frågeblanetten Frågorna i undersöningen formulerades av SCB i samråd med deltagarna på onsumentmötet. Frågeblanetten testades ocså av mättenisa laboratoriet vid SCB. Den slutliga versionen av blanetten omfattade åtta sidor (inlusive missiv) med 30 numrerade frågor, varav några var uppdelade på delfrågor Test vid SCB:s mättenisa laboratorium Eftersom det redan vid planeringen av undersöningen fanns misstanar om att svarsbenägenheten unde vara låg hos målgruppen boades det mättenisa laboratoriet in på ett tidigt stadium för en test av frågeblanetten. Testet innebar inte bara en srivbordsgransning av blanetten, utan den prövades även på några testpersoner som tillhörde målgruppen. Vid testet var problemet främst att etablera ontat med personer i målgruppen. De som medverade angav att de inte tycte att frågorna var svåra att besvara, inte heller att frågorna upplevdes som änsliga. Språet uppfattades som enelt och enäten var inte för lång. Det som framförallt om synpunter på utifrån testet var att täna igenom struturen samt att ta med fler definitioner i anslutning till frågorna. Den slutliga enätversionen justerades utifrån mätlaboratoriets reommendationer. 2.3 Postenätundersöningen Population och avgränsningar Enätundersöningens rampopulation utgjordes av nybörjare i gymnasiesolan höstterminen 2000 enligt gymnasiesolans elevregister, som inte fullföljt en gymnasieutbildning enligt gymnasiesolans register över avgångna till och med vårterminen Med fullföljd gymnasieutbildning Statistisa centralbyrån 9

12 Genomförandet Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 menades här att ett slutbetyg eller motsvarande omdöme erhållits. Totalt omfattade målgruppen personer. Följande avgränsningar gjordes redan från början: personer födda före 1980 togs inte med (25 personer) personer som påbörjat ett individuellt program höstterminen 2000 men endast gic i gymnasiesolan denna termin togs inte med (drygt personer). Anledningen var att många av dessa elever förmodligen bara läst in något eller några av grundsolans ämnen och inte hade för avsit att läsa ett helt gymnasieprogram. Under datainsamlingens gång hörde många av sig som påbörjat gymnasieprogrammet International Baccalaureate (IB) och uppgav att de hade erhållit ett slutbetyg. Av enätsvaren angav över 60 procent från detta program samma sa. Enligt ansvariga för gymnasiesolans register över avgångna har ocså tidigare funnits en viss eftersläpning av rapporteringen av betygsuppgifter till SCB från solorna med IB-programmet. Sammantaget ledde detta till beslutet att de som påbörjat IB exluderades från undersöningen (140 personer). Den slutliga rampopulationen om därmed att omfatta personer Urvalsdesign och urval Den planerade urvalsdesignen för undersöningen var ett stratifierat obundet slumpmässigt urval. Inför urvalsdragningen stratifierades objeten i rampopulationen efter ön (två grupper), svens/utländs bagrund (två grupper), påbörjat gymnasieprogram (tre grupper) och årsurs för avbrott (tre grupper). De tillgängliga eonomisa resurserna tillät en postenätundersöning med en urvalsstorle om cira individer, inlusive en bortfallsuppföljning med telefonintervjuer om cira individer. Urvalet designades så att det gav tillräclig precision i sattningarna av de vitigaste målstorheterna En utsatt grupp Inför utsändningen av undersöningen hämtades atuella namn- och adressuppgifter för de utvalda personerna från registret över totalbefolningen (RTB) vid SCB. Efter matchning mot RTB framom att nästan en procent hade avlidit. Denna siffra motsvarar dödstalen för 70-åringar sett till hela Sveriges befolning. Personerna i urvalet var högst 27 år gamla, 95 procent var år. 10 Statistisa centralbyrån

13 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Genomförandet Datainsamlingen Undersöningen genomfördes med en postenät, med möjlighet att sica in svaren via vanlig post eller lämna dem via SCB:s webbplats. Enäterna sicades ut den 19 april 2007 Tac- och påminnelseort sändes ut den 27 april Påminnelsebrev med ny enät sicades ut den 11 maj Vanligtvis bruar andelen svarande i en postenätundersöning en månad efter utsändning ligga mellan 50 och 70 procent. I denna undersöning var svarsfrevensen en veca efter det sista påminnelseutsicet (den 17 maj) endast 20 procent En ny strategi Det var uppenbart att en postenät inte fungerade som insamlingsmetod för denna målgrupp. Dessutom onstaterades att bortfallet var för stort, ur både eonomis och tidsmässig synvinel, för att göra en traditionell bortfallsuppföljning med telefonintervjuer. En disussion följde inom enhetens metodgrupp om hur vi sulle gå vidare. Ett förslag var att lägga ner undersöningen, medan ett annat var att gå vidare och slutföra undersöningen på något sätt. Eftersom målgruppen är av så stort intresse i samhällsdebatten och eftersom informationen ring den är så bristfällig blev valet, i samråd med avdelningens metodchef, att formulera en ny strategi. Denna blev att göra en ren telefonintervjuundersöning till ett mindre urval. 2.4 Telefonintervjuundersöningen Provundersöning Innan beslut togs om att genomföra en telefonintervjuundersöning i full sala, gjordes först en provundersöning till ett urval om 60 individer. Dessa sötes av en telefonintervjuare under en vecas tid. För hälften av personerna i provundersöningen erhölls en intervju. Detta utan att något spårningsarbete gjordes för de personer som sanade eller hade ett ogiltigt telefonnummer efter matchning mot telefonoperatörernas register. Om intervjuaren fic ontat med de utvalda personerna genomfördes i de flesta fallen en intervju. Antalet personer som inte ville deltaga eller inte svarade av någon annan orsa var ytterst få. Bortfallet berodde alltså till största delen på att intervjuaren inte lycades nå de utvalda. Antagandet om att en någorlunda lång insamlingstid tillsammans med så allad djupspårning av telefonnummer borde ge ett acceptabelt resultat ledde därför till beslutet om att genomföra en huvudundersöning Urvalsdesign och urval Telefonintervjuundersöningen genomfördes till ett urval om personer, dragna ur det tidigare urvalet om personer. Urvalet drogs proportionellt i varje ursprungligt stratum (stratifieringen efter ön exluderades doc). Personer som tidigare svarat i postenätundersöningen eller utgjorde änt bortfall (vägrare, långvarit sjua etc.) och som om med i det Statistisa centralbyrån 11

14 Genomförandet Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 nya urvalet togs med. Innan urvalet överlämnades till telefonintervjuarna plocades de doc bort Datainsamlingen Totalt ingic personer i telefonintervjuundersöningen. Efter grundspårning hos telefonoperatörerna sanades telefonnummer för 29 procent, normalt bruar andelen vara omring 10 procent. En djupspårning för att hitta telefonnummer gjordes därefter. Vid djupspårning sös telefonnummer hos sattemyndigheten, försäringsassan, arbetsgivare, brevbärare, föräldrar med mera. Resultatet efter djupspårningen blev att för 9 procent av alla personer i telefonintervjuundersöningen hittades inget telefonnummer alls. Normalt bruar denna andel vara omring 6 procent, denna undersöning avvier därmed inte anmärningsvärt från genomsnittet. Telefonintervjuundersöningen genomfördes under maj augusti Insamlingen avslutades under första vecan i september Det slutliga resultatet framgår av tabell 1. Intervjuer erhölls från 37 procent av urvalet. Detta är en låg andel när det gäller telefonintervjuer. Svårigheten var inte att få personer att ställa upp på en intervju, utan att hitta giltiga telefonnummer. Andelen sanade telefonnummer tillsammans med erhållna men ogiltiga telefonnummer uppgic till 27 procent för hela materialet, normalt bruar andelen vara cira 8 procent. Den slutliga svarsfrevensen i undersöningen, inlusive medränade postenätsvar, blev 51 procent (ovitad siffra). Tabell 1. Resultat av telefonintervjuundersöningen Urval till telefonintervjuundersöningen personer Genomförda intervjuer 37% Känt bortfall (ville ej deltaga, bortrest m.m.) 13% Lovade sica in enät 10% Ringt men ej anträffade 13% Telefonnummer erhållet men ogiltigt 18% Uppgift om telefon sanas 9% 12 Statistisa centralbyrån

15 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Urvalsdesign 3. Urvalsdesign 3.1 Slutlig urvalsdesign Urvalsdesign: Stratifierat tvåfasurval Urvalsenhet: Individ Stratifieringsvariabler fas 1: Kön, svens/utländs bagrund, påbörjat gymnasieprogram och årsurs för avbrott. Urvalsstorle fas 1: Stratifieringsvariabler fas 2: Svens/utländs bagrund, påbörjat gymnasieprogram och årsurs för avbrott. Urvalsstorle fas 2: Tabell 2. Stratifieringsvariabler Kön Svens/utländs bagrund 1 Man 1 Svens bagrund 2 Kvinna 2 Utländs bagrund Påbörjat gymnasieprogram Årsurs för avbrott 1 Studieförberedande program 1 Årsurs 1 2 Yresförberedande program 2 Årsurs 2 3 Individuellt program 3 Årsurs 3 1 Det ursprungliga urvalet i fas 1 var individer. Under datainsamlingen exluderades 140 individer som påbörjat gymnasieprogrammet International Baccalaureate (IB). 2 Det ursprungliga urvalet i fas 2 var individer. Under datainsamlingen exluderades 63 individer som påbörjat gymnasieprogrammet International Baccalaureate (IB). Statistisa centralbyrån 13

16 Urvalsdesign Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008: Besrivning av ett tvåfasurval En population U = { 1,...,,..., N} bestående av N individer delas in i H strata U, h=1,,h, där stratum h innehåller N h individer och U = U h U h. h I första fasen dras ett obundet slumpmässigt urval, s ah av storle n ah från stratum h. Det totala urvalet i första fasen består av n a individer och utgörs av mängden s a = U h sah. Första fasens urval s a stratifieras oberoende av första fasens strata, efter G strata (grupper) i andra fasen med n ag individer i grupp g, g=1,,g. I andra fasen dras ett obundet slumpmässigt urval, s g av storle n g från varje grupp g i andra fasen, låt r g av storle m g betecna mängden av svarande individer i grupp g. Det totala urvalet i fas 2 består av n individer och utgörs av mängden s = s. Det totala antalet svarande i fas 2 består av m individer och U g g utgörs av mängden r = U g rg Alloering av urval fas 1 Tabell 3 visar rampopulationens storle (N h ) och urvalsstorle (n ah ) fördelade efter stratum i fas 1 i undersöningen bland ungdomar utan fullföljd gymnasieutbildning. Stratumidentiteter: Position 1 (1 = man, 2 = vinna) Position 2 (0 = svens bagrund, 1 = utländs bagrund) Position 3 (1 = studieförberedande program, 2 = yresförberedande program, 3 = individuellt program) Position 4 (1 = avbrott i årsurs 1, 2 = avbrott i årsurs 2, 3 = avbrott i årsurs 3). Urvalet alloerades för att ge tillräclig precision i sattningarna av de vitigaste målstorheterna fördelade efter redovisningsgrupp. 14 Statistisa centralbyrån

17 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Urvalsdesign Tabell 3. Stratuminformation fas 1 Stratum N h n ah f 1h Stratum, forts N h n ah f 1h , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , ,80 Totalt ,35 där f 1h betecnar urvalsfrationen i fas 1, (n ah / N h ) Alloering av urval fas 2 Från första fasens urval s a om n a = individer drogs ett stratifierat urval om n = individer. Tabell 4 visar första fasens urvalsstorle (n ag ) och urvalsstorle i fas 2 (n g ) fördelat efter stratum i fas 2. Urvalet i fas 2 alloerades proportionellt mot första fasens urvalsstorlear: n g n = G n g= 1 ag n ag I och med att ett andra fasens urval drogs från första fasens urval unde inte de precisionsrav som första fasens urval beränades uppfylla, infrias. Urvalsstorleen i fas 2 tillät doc redovisning efter ön, svens/utländs bagrund, påbörjat gymnasieprogram och årsurs för avbrott med ett onfidensintervall som inte blev längre än fem procentenheter (0,05). Man unde doc inte bryta ned statistien efter första fasens strata med bibehållen precision, beränad enligt första fasens urval. Statistisa centralbyrån 15

18 Urvalsdesign Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Stratumidentiteter: Position 1 (3 = både män och vinnor, ingen stratifiering efter ön) Position 2 (0 = svens bagrund, 1 = utländs bagrund) Position 3 (1 = studieförberedande program, 2 = yresförberedande program, 3 = individuellt program) Position 4 (1 = avbrott i årsurs 1, 2 = avbrott i årsurs 2, 3 = avbrott i årsurs 3) Tabell 4. Stratuminformation fas 2 Stratum n ag n g f 2g Stratum, forts n ag n g f 2g , , , , , , , , , , , , , , , , , ,31 Totalt ,31 där f 2g betecnar urvalsfrationen i fas 2, (n g / n ag ). 16 Statistisa centralbyrån

19 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Bortfallsstudie 4. Bortfallsstudie 4.1 Insamlingsresultat Av de utvalda personerna var det individer som svarade via telefonintervju eller insicad postenät. Detta motsvarade 51 procent av urvalet. Andel svarande har i tabell 5 beränats som (m g /n g ). Doc fanns det individer i urvalet som inte ansågs tillhöra målpopulationen (se avsnitt 4.2.1). Vid beräning av svarsfrevenser sa enligt SCB:s standard tas hänsyn till designviter och övertäcning. Tabell 5 visar hur stor andel av urvalet (inlusive övertäcning) som svarat och sa därför inte ses som ett mått på svarsfrevensen. I bilaga 1 presenteras svarsfrevenser beränade enligt SCB:s standard. Tabell 5. Antal och andel svarande individer per stratum, fas 2 Stratum2 n ag n g m g Andel svar i % Totalt Statistisa centralbyrån 17

20 Bortfallsstudie Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008: Rampopulationens atualitet och valitet Målpopulationen i undersöningen utgjordes av nybörjare i gymnasiesolan höstterminen 2000 enligt gymnasiesolans elevregister, som inte fullföljt en gymnasieutbildning enligt gymnasiesolans register över avgångna. En rampopulation bestående av individer sapades från gymnasiesolans elevregister. Vid matchning av rampopulationens individer mot en atuell version av RTB visade det sig att 675 individer inte återfanns i RTB. Den vanligaste anledningen till att en individ i rampopulationen inte matchade mot RTB var att individen flyttat utomlands mellan tiden för påbörjade gymnasiestudier och Det var 295 individer som hade flyttat utomlands. En annan anledning var att individen avlidit (161 individer) eller att personnumret i gymnasiesolans register över avgångna var felatigt (209 individer). De 161 individer som avlidit ansågs inte tillhöra målpopulationen. Individer som flyttat utomlands och individer med felatiga personnummer ansågs tillhöra målpopulationen. Dessa har vid beräning av svarsfrevenser behandlats som bortfall (se avsnitt 4.2.2). De resultat som publicerats från undersöningen omfattar endast de individer som matchade mot RTB. Anledningen till att individer som inte matchade mot RTB uteslutits ur resultaten är att svar sanades från denna grupp och att även registerinformation i stor utsträcning sanades. Av urvalets individer var det 109 individer som inte matchade mot RTB (version ). Från dessa individer har inget svar erhållits. Av de 109 individerna var det 18 som avlidit och inte ansågs tillhöra målpopulationen. 4.2 Besrivning av bortfallet Bortfall i olia grupper På grund av den låga andelen svarande i undersöningen var det av stort intresse att jämföra svarande individer med bortfallet med avseende på bagrundsvariabler. Avve bortfallet från de svarande med avseende på information som finns tillgänglig i olia register? Eftersom populationen bestod av unga personer födda efter 1979 som inte fullföljt gymnasiesolan var en del av de variabler som normalt används, exempelvis ålder, civilstånd och utbildningsnivå, troligen inte intressanta. Det fanns därför anledning att inventera vila variabler som unde användas. Nedan listas de variabler som användes för att studera bortfallet. För definitioner och lassindelningar av variablerna hänvisas till bilaga Statistisa centralbyrån

21 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Bortfallsstudie Tabell 6. Variabler som användes för att studera bortfallet Variabel Källa Meritvärde årsurs 9 Grundsolans årsurs 9-register, vårterminerna Region RTB, version Förvärvsinomst Inomst- och taxeringsregistret, 2005 Studerande Registret över personer i utbildning, 2005 Kön Gymnasiesolans elevregister, 2000 Sysselsättningsstatus Sysselsättningsregistret, 2005 Svens/utländs bagrund Gymnasiesolans elevregister, 2000 Socialbidrag LISA-databasen, 2005 Påbörjat gymnasieprogram Gymnasiesolans elevregister, Årsurs för avbrott Gymnasiesolans elevregister, 2000 Arbetsmarnadspolitis åtgärd LISA-databasen, 2005 Arbetslöshetsersättning LISA-databasen, 2005 Bostadsbidrag LISA-databasen, 2005 Föräldrarnas utbildningsnivå Utbildningsregistret, Status Se bilaga 3 Sjuersättning LISA-databasen, 2005 Förtidspension LISA-databasen, 2005 Värnplitsersättning LISA-databasen, Beräning av bortfall I bilaga 1 visas antal individer i urvalet efter bagrundsvariablerna listade i tabell 6. Dessutom visas vägd svarsandel och vägd bortfallsandel. Vägd svarsandel och vägd bortfallsandel beränades enligt följande: Vägd svarsandel: 100 r d d r + b d (4.1) Vägd bortfallsandel: 100 r d d b + b d (4.2) där r betecnar mängden av individer som svarat b betecnar mängden av individer tillhörande målpopulationen som inte svarat och N n h ag d =, betecnar designviten för individ. (4.3) nah ng Statistisa centralbyrån 19

22 Bortfallsstudie Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Individer med oänd målpopulationsstatus, exempelvis ej avhörda har antagits tillhöra målpopulationen. Individer som inte matchade mot RTB, men som ansågs tillhöra målpopulationen, har definierats som en egen ategori vid beräning av bortfallet. Detta med anledning av att registerinformation i stor utsträcning sanades för denna grupp Resultat av bortfallsstudie Tabellerna i bilaga 1 visar att: Individer boende i storstäder och förortsommuner svarade i lägre grad än individer boende i övriga delar av Sverige. Individer som erhöll socialbidrag under 2005 svarade i lägre utsträcning än individer som inte erhöll socialbidrag under Individer som påbörjade sina gymnasiestudier på det individuella programmet svarade i lägre utsträcning än individer som påbörjade sina studier på yresförberedande eller studieförberedande program. Individer med högt betygsmeritvärde från grundsolans årsurs 9 svarade i högre grad än individer med lågt meritvärde. Individer som avbröt sina gymnasiestudier i årsurs 1 svarade i lägre grad än individer som avbröt sina gymnasiestudier i årsurs 2 eller årsurs 3. Individer med lågutbildade föräldrar (ingen av föräldrarna hade högre utbildning än grundsola) svarade i lägre grad än individer där minst en av föräldrarna hade gymnasial utbildning eller högre. Individer med status Utanför arbetsmarnaden svarade i lägre grad än individer med annan status (studerande, värnplitig eller i någon grad etablerad på arbetsmarnaden). Individer som erhöll sjuersättning under 2005 svarade i lägre grad än individer som inte erhöll sjuersättning under Individer med hög inomst under 2005 svarade i högre grad än individer med ingen eller låg inomst under Sysselsatta och ej sysselsatta med ontrolluppgift under 2005 svarade i högre grad än ej sysselsatta utan ontrolluppgift. Individer med svens bagrund svarade i högre grad än individer med utländs bagrund. Individer som erhöll värnplitsersättning under 2005 svarade i högre utsträcning än individer som inte erhöll värnplitsersättning under Även för andra variabler, exempelvis ön, studerande och förtidspension, fanns det sillnader i svarsfrevens mellan olia grupper. Sillnaderna var doc små. 20 Statistisa centralbyrån

23 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Estimation 5. Estimation I och med att bortfallet i undersöningen var högt och att tabellen i bilaga 1 indierar att svarsbeteendet silde sig åt mellan olia grupper fanns det anledning av att fundera på vilen estimator som sulle användas. 5.1 Möjliga estimatorer Estimator 1 - HT-estimation av en total Under antagande att svarsmängden, r g är ett obundet slumpmässigt urval från andra fasens urval, s g, ges HT-estimatorn av en total t = y, av N n h ag * tˆ y = y = = h g rg w h 1 w g 2 y rg w r y (5.1) n m ah g y U där * N w = w1 w2 = n h ah n m ag g (5.2) Denna estimator utnyttjar ingen hjälpinformation utöver den som används i urvalsdesignen. Estimator 2 - GREG-estimation av en total * * * tˆ = w g y = w~ y (5.3) ry där * w ges av (5.2) r r * och g betecnar vit som bestäms av den använda modellen för bortfallsorrigering. Estimatorn utnyttjar hjälpinformation. * För formeluttryc för g hänvisas till TOPECA User s guide av Claes Andersson (sidan 11). 5.2 Val av estimator Om bortfallet avvier från de svarande med avseende på målvariablerna an statistien beränad från de svarande vara behäftad med systematisa fel. Detta fel allas för bortfallsfel. Bortfallsfelet an reduceras genom att utnyttja hjälpinformation (tillgänglig via register) vid estimationen. Därför valdes i denna undersöning estimator 2 (GREG-estimatorn). Den valda estimatorn utnyttjar hjälpinformation i båda faserna. Förutom sattningar av totaler som ges av (5.3) ville vi ocså unna satta variansen för vald estimator. För formeluttryc för varianssattningar hänvisas till TOPECA User s guide av Claes Andersson (sidorna 8-9). Statistisa centralbyrån 21

24 Estimation Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 5.3 Val av hjälpinformation Efter att ha valt estimator 2 valdes de variabler som sulle användas i estimationen. Vi önsade bilda en hjälpvetor x, av mängden tillgängliga registervariabler, som så väl som möjligt reducerade bortfallsfelet. Vid val av hjälpvariabler är det tre riterier som sa beatas (se "Estimation in the presence of non-response (2001)" av Sixten Lundström och Carl-Eri Särndal): 1) Det första riteriet är att variabeln samvarierar väl med svarsbenägenheten (-sannoliheten). Det är det vitigaste riteriet eftersom det leder till en minsning av bortfallssevheten för alla sattningar. 2) Det andra riteriet är att variabeln samvarierar väl med (vitiga) målvariabler. Om så är fallet minsar bortfallsbiasen för de sattningar som byggs upp av dessa målvariabler. Även variansen minsar för dessa sattningar. 3) Det tredje riteriet är att variabeln avgränsar (vitiga) redovisningsgrupper. Det leder framförallt till minsad varians i sattningar för dessa redovisningsgrupper Hjälpvariabler som var stara enligt riterium 1 Tabellerna i bilaga 1 indierar vila variabler som var atuella enligt riterium 1. Tabellerna är doc svåranalyserade då de flesta variabler uppvisade sillnader i svarsandelar mellan olia ategorier. Sillnaderna var doc i många fall inte så stora att det var givet vila variabler som borde användas. Meritvärde, region och sysselsättningsstatus var bland de variabler som uppvisade störst sillnader men i stort sett alla variabler var presumtiva hjälpvariabler. För att få ytterligare information om vila variabler som var stara hjälpvariabler enligt riterium 1 användes en indiator vilen besrivs i nästa avsnitt. 22 Statistisa centralbyrån

25 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Estimation Val av hjälpinformation med hjälp av indiator Indiatorn som utnyttjades i det följande är ett hjälpmedel för att välja ut variabler som uppfyller riterium 1. Indiatorn besriven i "Estimation in surveys with non-response (2007)" av Sixten Lundström och Carl-Eri Särndal, har följande utseende: ˆ 1 Q = d r d där r ( m m 2 r; d ) 1 m ( d x ) ( d x x ) x s r (5.4) =, (5.5) r d m m r ; d = (5.6) d r och d definieras i (4.3). Ju större värde på Qˆ desto mer an vi förvänta oss att bortfallsbiasen reduceras. Vid beräningarna uteslöts de 109 individer som inte återfanns i RTB. För dessa individer sanades till stor del information avseende de atuella variablerna. Dessutom uteslöts variablerna förtidspension, sjuersättning och värnplitsersättning. Detta med anledning av att det är få individer i urvalet som erhållit dessa former av ersättningar. Lundström och Särndal besriver ett datorprogram ( Qˆ -Forward Selection) som utför en stegvis seletion av hjälpvariabler från poolen av registervariabler. I första steget väljs den hjälpvariabel som ger största värdet på indiatorn. Därefter bildas lia många vetorer som antalet resterande variabler. Varje sådan vetor består av den utvalda hjälpvariabeln i första steget plus en resterande variabel. Indiatorvärdet beränas för alla dessa vetorer och den vetor som ger största indiatorvärdet väljs. Proceduren fortsätter därefter med de registervariabler som då återstår. De största förändringarna av indiatorvärdena ser i början av proceduren och blir därefter mindre och mindre. Indiatorn ger inget tydligt svar på när hjälpvetorn är tillräcligt bra. Man måste ocså täna på riterierna 2 och 3 lisom hur hjälpvetorn påverar variansen. När det finns enstaa avviande viter an variansen bli stor och variansestimatorn till och med urarta. Även puntsattningen an påveras när en avviande vit avser ett objet i en liten redovisningsgrupp. Det rävs alltså en bedömning där alla dessa fatorer beatas. Statistisa centralbyrån 23

26 Estimation Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Tabell 7. Qˆ -Forward Selection utförd på 15 presumtiva hjälpvariabler Step Adderad hjälpvariabel Värde på 1000 Qˆ Region 58 2 Meritvärde årsurs Sysselsättningsstatus Föräldrarnas utbildningsnivå Studerande Årsurs för avbrott Socialbidrag Status Påbörjat gymnasieprogram Förvärvsinomst Kön Svens/utländs bagrund Arbetsmarnadspolitis åtgärd Bostadsbidrag Arbetslöshetsersättning 245 Resultatet indierade att region, meritvärde och sysselsättningsstatus var de staraste hjälpvariablerna. En tänbar hjälpvetor sulle unna innehålla variabel 1-12, men det slutliga valet av hjälpvetor borde ocså ta hänsyn till riterierna 2 och Hjälpvariabler som var stara enligt riterium 2 För att få en uppfattning om vila variabler som var stara enligt riterium 2 studerades samvariationen med en vitig målvariabel. Den målvariabel som användes var om individen varit arbetslös, sedan avbrottet sedde. Frågan i enäten löd Har du efter gymnasiesolans slut varit arbetslös under någon sammanhängande period längre än 3 månader? Andelen som varit arbetslösa sattas med hjälp av viten definieras i (5.2). r * w som * w y I p ˆ yd = 100 (5.7) * w I r där y = 1 om individ varit arbetslös minst tre månader, 0 annars och I = 1 om individ tillhör grupp D, 0 annars Tabell 8 indierar stora sillnader i andelen arbetslösa mellan olia ategorier. Framför allt förvärvsinomst, sysselsättningsstatus, socialbidrag, arbetsmarnadspolitis åtgärd och status borde vara stara hjälpvariabler enligt riterium Statistisa centralbyrån

27 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Estimation Tabell 8. Sattning av andel arbetslösa minst tre månader, procent Variabel / Kategorier % Variabel / Kategorier % Totalt 51 Arbetsmarnadspolitis åtgärd Region Ja 81 Storstäder + förortsommuner 43 Nej 45 Större och medelstora städer 56 Övriga ommuner 51 Arbetslöshetsersättning Ja 65 Socialbidrag Nej 47 Ja 71 Nej 44 Bostadsbidrag Ja 59 Status Nej 49 Studerande eller värnplitig 52 Etablerad 17 Föräldrarnas utbildningsnivå Osäer ställning 43 Grundsola eller lägre 49 Svag ställning 69 Gymnasial utbildning 52 Utanför arbetsmarnaden 51 Eftergymnasial utbildning 49 Studerande Förvärvsinomst Studerat Ej studerat Svens/utländs bagrund Svens bagrund 51 Utländs bagrund 50 Kön Kvinna 53 Sysselsättningsstatus Man 50 Sysselsatt 36 Ej sysselsatt, med ontrolluppgift 69 Meritvärde årsurs 9 Ej sysselsatt, ej ontrolluppgift eller sanas Årsurs för avbrott Årsurs Årsurs 2 56 Årsurs 3 47 Påbörjat gymnasieprogram Studieförberedande program 50 Yresförberedande program 46 Individuella programmet Hjälpvariabler som var stara enligt riterium 3 Variablerna ön, årsurs för avbrott, påbörjat gymnasieprogram och svens/utländs bagrund avgränsade vitiga redovisningsgrupper och borde därför vara med i hjälpvetorn. Statistisa centralbyrån 25

28 Estimation Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008: Val av slutlig hjälpvetor I den slutliga hjälpvetorn användes nio hjälpvariabler. Studerande togs inte med i vetorn då den var svag avseende riterium 2. De studerande fångades ocså upp av variabeln status. Förvärvsinomst var star avseende riterium 2 men inomst fanns med i variabeln status, därför valdes den variabeln istället. Status var den variabel som bedömdes som starast enligt riterium 2 (stora sillnader i andelen som varit arbetslös mellan grupperna). Variablerna socialbidrag och arbetsmarnadspolitis åtgärd togs inte heller med i hjälpvetorn trots att de var stara avseende riterium 2. Dessa fångades till stor del upp av variabeln status. Slutlig hjälpvetor: Region (riterium 1) Meritvärde årsurs 9 (riterium 1) Sysselsättningsstatus (riterium 1 och 2) Föräldrarnas utbildningsnivå (riterium 1 och 2) Årsurs för avbrott (riterium 3) Status (riterium 2) Påbörjat gymnasieprogram (riterium 3) Kön (riterium 3) Svens/utländs bagrund (riterium 3) Denna vetor uppvisade inga avviande stora viter (eller negativa) och torde därför inte störa varianssattningarna. 26 Statistisa centralbyrån

29 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Estimation 5.4 Effeter av vald estimator I detta avsnitt studeras effeten av vald estimator jämfört med en HTestimator. För några vitiga målvariabler och redovisningsgrupper studerades i vilen ritning sattningarna förändrades. Från dessa studier bedömdes om bortfallsfelet minsades med vald estimator jämfört med en HT-estimator. De målvariabler som studerades var: 1) Andel individer med en förvärvsinomst över ronor under ) Andel individer som varit arbetslösa minst tre månader efter att avbrottet sedde 3) Andel individer som arbetade under mätvecan I tabell 9-11 presenteras andelssattningar med sattning av estimatorns standardavvielse inom parentes Effeter på sattningar Först sattades andelen individer som under 2005 hade en förvärvsinomst över ronor. Denna uppgift hämtades från register och var därmed tillgänglig för hela urvalet. Sattningar från hela urvalet jämfördes med HT-sattning (5.1) och GREG-sattning (5.3) baserad på de svarande. Statistisa centralbyrån 27

30 Estimation Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Tabell 9. Sattningar av målvariabel 1 med olia estimatorer Målvariabel: Andel med förvärvsinomst 2005 över r samt estimatorns standardavvielse, procent HT-sattning från urval HT-sattning från svarande GREG-sattning från svarande Totalt 66,6 (1,07) 68,2 (1,45) 66,2 (0,78) Kön Kvinnor 62,6 (1,57) 64,1 (2,08) 61,5 (1,94) Män 69,6 (1,45) 71,5 (2,00) 69,6 (1,47) Påbörjat gymnasieprogram Studieförberedande 67,6 (1,97) 70,0 (2,54) 67,9 (2,28) Yresinritat 73,9 (1,75) 75,1 (2,31) 73,3 (2,04) Individuella programmet 55,5 (1,73) 56,5 (2,62) 54,4 (2,43) Årsurs för avbrott Årsurs 1 52,0 (1,93) 54,6 (2,91) 52,1 (2,77) Årsurs 2 59,4 (1,81) 61,6 (2,44) 59,1 (2,61) Årsurs 3 74,0 (1,52) 75,2 (2,00) 73,3 (1,52) Svens/utländs bagrund Svens bagrund 69,1 (1,29) 69,4 (1,73) 67,5 (1,09) Utländs bagrund 57,4 (1,55) 63,9 (2,35) 61,4 (2,42) Det var uppenbart att en HT-sattning från svarande översattade andelen individer med en förvärvsinomst över r. Detta berodde på att de med höga inomster svarade i högre grad än de med låga inomster. När GREG-estimatorn användes överensstämde sattningarna väl med de sattningar som erhölls från hela svarsmängden. Undantaget var för gruppen med utländs bagrund där en översattning fortfarande förelåg. Den var doc betydligt mindre jämfört med en HT-estimator. GREG-estimatorn hade en dämpande effet på översattningen. Därefter sattades andelen individer som varit arbetslösa (minst tre månader), sedan avbrottet sedde. Denna uppgift hämtades från enäten, vilet medförde att information bara finns för de svarande. Teorin var att de som varit arbetslösa var underrepresenterade bland de svarande, d.v.s. andelen arbetslösa undersattades med HT-estimatorn. 28 Statistisa centralbyrån

31 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Estimation Tabell 10. Sattningar av målvariabel 2 med olia estimatorer Målvariabel: Andel arbetslösa minst tre månader samt estimatorns standardavvielse, procent HT-sattning från svarande GREG-sattning från svarande Totalt 50,9 (1,61) 51,7 (1,50) Kön Kvinnor 52,6 (2,23) 54,0 (2,22) Män 49,5 (2,29) 50,0 (2,13) Påbörjat gymnasieprogram Studieförberedande 49,8 (2,84) 50,6 (2,83) Yresinritat 45,7 (2,76) 46,5 (2,65) Individuella programmet 59,5 (2,60) 60,2 (2,58) Årsurs för avbrott Årsurs 1 57,7 (2,89) 58,2 (2,94) Årsurs 2 56,4 (2,48) 56,9 (2,54) Årsurs 3 46,7 (2,34) 47,9 (2,19) Svens/utländs bagrund Svens bagrund 51,1 (1,93) 51,7 (1,80) Utländs bagrund 50,2 (2,55) 51,7 (2,59) GREG-sattningen var överlag något högre än HT-sattningen. Om det var så att en negativ bias förelåg så minsade GREG-estimatorn denna bias. Sillnaden mellan de två estimatorerna var doc relativt liten. Det är inte möjligt att uttala sig om vilen bias som varstår. Avslutningsvis sattades andelen individer som arbetade under mätvecan. Denna uppgift hämtades från enäten. Det var troligt att individer som arbetade under mätvecan var överrepresenterade bland de svarande. Bilaga 1 visade att de som var sysselsatta under 2005 svarade i högre grad än de som inte var sysselsatta under Det var därför rimligt att anta att detta gällde även för mätvecan. Statistisa centralbyrån 29

32 Estimation Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Tabell 11. Sattningar av målvariabel 3 med olia estimatorer Målvariabel: Andel som arbetade under mätvecan samt estimatorns standardavvielse, procent HT-sattning från svarande GREG-sattning från svarande Totalt 59,5 (1,55) 59,1 (1,42) Kön Kvinnor 48,8 (2,23) 48,4 (2,24) Män 67,8 (2,11) 66,9 (1,96) Påbörjat gymnasieprogram Studieförberedande 55,1 (2,79) 54,7 (2,75) Yresinritat 65,8 (2,53) 66,0 (2,44) Individuella programmet 56,3 (2,63) 55,0 (2,63) Årsurs för avbrott Årsurs 1 53,7 (2,92) 52,3 (2,96) Årsurs 2 50,9 (2,47) 50,5 (2,53) Årsurs 3 64,1 (2,21) 64,0 (2,08) Svens/utländs bagrund Svens bagrund 59,4 (1,85) 59,0 (1,71) Utländs bagrund 60,0 (2,47) 59,3 (2,52) Om en positiv bias förelåg så minsades den med den valda GREGestimatorn. Sillnaden mellan de två estimatorerna var doc relativt liten. Sammanfattningsvis: Översattningen av andelen individer med inomst över r (avser 2005) minsade med vald estimator. Undersattningen av andelen individer som varit arbetslösa sedan avbrottet sedde minsade troligen med vald estimator. Översattningen av andelen individer som arbetade under mätvecan minsade troligen med vald estimator. Det är inte möjligt att uttala sig om varstående bias för de variabler som hämtades från enäten. Den sattade standardavvielsen minsade överlag med vald estimator jämfört med HT-estimatorn. 30 Statistisa centralbyrån

33 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Bilagor 6. Bilagor Statistisa centralbyrån 31

34 Bilagor Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Bilaga 1. Svarsandel och bortfallsandel efter tänbara hjälpvariabler Svarsandel och bortfallsandel efter tänbara hjälpvariabler Variabel / Kategorier Antal i urvalet Vägd svarsandel Vägd bortfallsandel Hela urvalet ,6 46,4 därav ej i RTB Arbetslöshetsersättning Ja ,6 41,4 Nej ,0 46,0 Ej i RTB Arbetsmarnadspolitis åtgärd Ja ,7 44,3 Nej ,8 45,2 Ej i RTB Bostadsbidrag Ja ,4 49,6 Nej ,1 43,9 Ej i RTB Förtidspension Ja 78 51,1 48,9 Nej ,0 45,0 Ej i RTB Förvärvsinomst ,7 46, ,4 48, ,8 43, ,3 40,7 Ej i RTB Föräldrarnas utbildningsnivå Grundsola eller lägre ,1 49,9 Gymnasial ,8 44,2 Eftergymnasial ,3 43,7 Ej i RTB Meritvärde -100 eller sanas ,3 54, ,2 43, ,0 46, ,1 35,9 Ej i RTB Kön Kvinna ,1 42,9 Man ,4 46,6 Ej i RTB Statistisa centralbyrån

35 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Bilagor Svarsandel och bortfallsandel efter tänbara hjälpvariabler, forts Variabel / Kategorier Antal i urvalet Vägd svarsandel Vägd bortfallsandel Hela urvalet ,6 46,4 därav ej i RTB Region Storstäder + Förortsommuner ,6 52,4 Större och medelstora städer ,4 41,6 Övriga ommuner ,7 41,3 Ej i RTB Påbörjat gymnasieprogram Studieförberedande program ,0 42,0 Yresförberedande program ,0 43,0 Individuella programmet ,3 51,7 Ej i RTB Sjuersättning Ja ,1 52,9 Nej ,5 44,5 Ej i RTB Status Studerande eller värnplitig ,5 42,5 Etablerad ,0 44,0 Osäer ställning ,9 40,1 Svag ställning ,6 46,4 Utanför arbetsmarnaden ,8 55,2 Ej i RTB Studerande Studerat ,6 42,4 Ej studerat ,5 46,5 Ej i RTB Socialbidrag Ja ,3 52,7 Nej ,9 42,1 Ej i RTB Svens/utländs bagrund Svens bagrund ,2 42,8 Utländs bagrund ,4 53,6 Ej i RTB Statistisa centralbyrån 33

36 Bilagor Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Svarsandel och bortfallsandel efter tänbara hjälpvariabler, forts Variabel / Kategorier Antal i urvalet Vägd svarsandel Vägd bortfallsandel Hela urvalet ,6 46,4 därav ej i RTB Sysselsättningsstatus Sysselsatt ,6 42,4 Ej sysselsatt, med ontrolluppgift ,7 43,3 Ej sysselsatt, ej ontrolluppgift ,7 52,3 Ej i RTB Värnplitsersättning Ja 53 63,7 36,3 Nej ,7 45,3 Ej i RTB Årsurs för avbrott Årsurs ,9 53,1 Årsurs ,0 42,0 Årsurs ,9 43,1 Ej i RTB Statistisa centralbyrån

37 Bagrundsfata för arbetsmarnads- och utbildningsstatisti 2008:1 Bilagor Bilaga 2. Definitioner Variabel Arbetslöshetsersättning Definition Inomst föranledd av arbetslöshet. 0 = Ingen inomst av detta slag (eller uppgift sanas) 1 = Inomst av detta slag (minst 100 r) Arbetsmarnadspolitis åtgärd Inomst föranledd av arbetsmarnadspolitis åtgärd. 0 = Ingen inomst av detta slag (eller uppgift sanas) 1 = Inomst av detta slag (minst 100 r) Bostadsbidrag Inomst av bostadsbidrag finns i hushållet. 0 = Ingen inomst av detta slag (eller uppgift sanas) 1 = Inomst av detta slag (minst 100 r) Förtidspension Inomst föranledd av förtidspension/sjubidrag. 0 = Ingen inomst av detta slag (eller uppgift sanas) 1 = Inomst av detta slag (minst 100 r) Förvärvsinomst Inomst av förvärvsälla. Kontant bruttolön och inomst av ativ näringsversamhet. 1 = r (eller uppgift sanas) 2 = r 3 = r 4 = r Föräldrarnas utbildningsnivå Kön 1 = Ingen av föräldrarna har högre utbildning än grundsola (eller uppgift sanas) 2 = Minst en av föräldrarna har gymnasial utbildning 3 = Minst en av föräldrarna har eftergymnasial utbildning 1 = Man 2 = Kvinna Meritvärde årsurs 9 Meritvärdet utgörs av summan av betygsvärdena för de 16 bästa betygen i elevens slutbetyg (G=10, VG=15 och MVG=20). 1 = -100 (eller uppgift sanas) 2 = = = Statistisa centralbyrån 35