Första året med Aktivitetsgarantin

Transkript

1 Ura 2002:2 ISSN Första året med Aktivitetsgarantin - en utvärdering av Aktivitetsgarantins effekter Pathric Hägglund Arbetsmarknad och arbetsmarknadspolitik Rapporten ingår i serie Ura som utges av AMS Utredningsenhet

2 INNEHÅLLSFÖRTECKNING Sid SAMMANFATTNING INLEDNING VAL AV METOD DATA OCH URVALSKONSTRUKTION SANNOLIKHETEN ATT DELTAGA MATCHNING BRYTANDE AV INSKRIVNINGSTID EMPIRISK ANALYS Effekter av Aktivitetsgarantin på sannolikheten att få arbete inklusive anställningsstöd (för deltagare) Effekten av Aktivitetsgarantin på sannolikheten att få arbete utan anställningsstöd (för deltagare) Effekten av Aktivitetsgarantin på sannolikheten att få arbete inklusive, respektive exklusive, anställningsstöd (för populationen) Regionanalys ÅTERINFLÖDE TILL AF ETT ALTERNATIVT MÅTT Icke-observerbara skillnader mellan deltagare och icke-deltagare AVSLUTANDE DISKUSSION...31 REFERENSER...33 BILAGA A:...34 BILAGA B:...41 BILAGA C

3 Sammanfattning Aktivitetsgarantin infördes hösten 2000 i syfte att bryta rundgången mellan öppen arbetslöshet och arbetsmarknadspolitiska program för sökande som under lång tid stått utanför den reguljära arbetsmarknaden. Olika uppföljningar har berättat om hur många sökande som efter olika tider lämnat arbete samt hur deltagare och förmedlingspersonal upplevt arbetet inom programmet. Denna studie är den första utvärderingen av Aktivitetsgarantin, som sådan ämnar den besvara huruvida programmet uppnått sitt övergripande mål om att väsentligt förbättra de arbetslösas möjligheter på den reguljära arbetsmarknaden. Urvalet av deltagare är hämtat från sökande som skrevs in i Aktivitetsgarantin under oktober eller november 2000 och som vid detta tillfälle var långtidsinskrivna. Jämförelsegruppen består av långtidsinskrivna som vid motsvarande tidpunkt inte placerades i programmet. För att kunna mäta effekten av deltagande fordras att betydelsen av faktorer med en systematisk inverkan på utfallet neutraliseras. För detta syfte har en matchningsmetod tillämpats som möjliggör att mätbara skillnader jämnas ut mellan grupperna. Deltagare och icke-deltagare har följts ett år framåt i tiden och jämförts avseende omsättning till arbete, med och utan anställningsstöd, samt återkomstfrekvens till af. Med reservation för att valet av programdeltagare i någon utsträckning kan ha skett på basis av icke-mätbar information, vilket i sin tur kan ha påverkat utfallet, tyder resultaten på att: Aktivitetsgarantin leder till att den sökande får arbete, med eller utan subvention, snabbare. Sannolikheten för en sökande att ett år efter programstart befinna sig i anställning är 35 procent högre jämfört med om den sökande inte deltagit. Den positiva effekten förklaras uteslutande av arbeten som subventionerats med anställningsstöd. Aktivitetsgarantin bidrar inte till att öka den sökande möjligheter att få ett arbete utan stöd. Aktivitetsgarantin leder till att sökande som får arbete utan anställningsstöd i högre utsträckning återkommer till arbetslöshet. 3

4 En positiv effekt av programmet är arbetet med att få ut sökande i subventionerade arbeten. Anställningsstöden inom Aktivitetsgarantin har i genomsnitt såväl högre subventionsgrad som längre varaktighet jämfört med stöden som används utanför programmet. Vad gäller de uteblivna effekterna av utflödet av arbetslösa till jobb utan stöd finns flera tänkbara orsaker. För det första bidrar anställningsstödens framträdande roll till att vissa sökande sannolikt får subventionerade istället för osubventionerade arbeten. För det andra är syftet med anställningsstöden att de på sikt skall leda till osubventionerade arbeten. Eftersom vi här endast studerat förhållandevis kortsiktiga effekter av programmet är det möjligt att Aktivitetsgarantins potentiellt gynnsamma inverkan på utflödet till arbeten utan stöd inte till fullo kunnat beaktas. För det tredje visar såväl ekonomisk teori som utländsk forskning att större förmedlings- och övervakningsinsatser i de flesta fall leder till att den arbetslöse substituerar bort privat, egeninitierat, jobbsökande till förmån för jobbsökande genom förmedlingens kanaler. Så verkar också vara fallet i Aktivitetsgarantin där sökande som fått arbete utan stöd i mindre utsträckning använt sig av de egna sökkanalerna jämfört med övriga. Eftersom en majoritet av jobben tillkommer via dessa kanaler kan denna omfördelning orsakat ett ineffektivt sökbeteende. Det finns därmed all anledning att närmare studera hur arbetsmetodiken inom Aktivitetsgarantin påverkat de arbetslösas sökbeteende och hur detta eventuellt kan ha påverkat deras möjligheter att få ett arbete. I de redovisade resultaten återfinns en svårförklarligt hög andel osubventionerade arbeten med kort varaktighet. Deltagarna löper i genomsnitt 25 procents större risk att inom ett år åter stå som arbetssökande jämfört med icke-deltagarna. Trots att anställningsstöden bidrar till att utjämna skillnaderna mellan grupperna kvarstår en liten negativ effekt. Då en minskad andel återinskrivningar var ett uttalat mål med Aktivitetsgarantin bör orsakerna till dessa resultat studeras mer ingående. 4

5 1. Inledning Den första augusti 2000 infördes Aktivitetsgarantin på arbetsförmedlingarna (af) runt om i landet. Upprinnelsen till programmet var ett stort antal arbetssökande som under en längre tid haft problem att finna arbetstillfällen och därför i många fall fastnat i en rundgång mellan arbetsmarknadspolitiska åtgärder och öppen arbetslöshet. Det huvudsakliga syftet med programmet är att väsentligt förbättra den sökandes möjligheter på den reguljära arbetsmarknaden, mer specifikt är målet att motverka långa inskrivningstider samt minska andelen återinskrivningar. Detta ska uppnås via en intensifierad handledningsinsats bestående av insatser inom ramen för den aktiva arbetsmarknadspolitiken, d.v.s. jobbsökeri- och vägledningsverksamhet, kompetenshöjande insatser samt sysselsättningsskapande åtgärder. Till skillnad från andra arbetsmarknadspolitiska program är Aktivitetsgarantin inte tidsbegränsad. En sökande står kvar till dess att denne försvunnit ur af:s register alternativt haft arbete under minst sex månader. Aktivitetsgarantin riktar sig till långtidsinskrivna, eller personer som riskerade att bli långtidsinskrivna. 1 Eftersom målgruppen med största sannolikhet tidigare deltagit i ett eller flera arbetsmarknadspolitiska program är det främst två ingredienser som kan förväntas generera ett gynnsamt utfall vad gäller de sökandes möjligheter att få ett arbete. Dels den inledande jobbsökeri- och vägledningsinsatsen, och dels den ökade övervakningen som följer av att aktiviteterna skall bedrivas på heltidsbasis. Inom sökteorin (van den Berg, van der Klaauw (2001)) ges möjlighet att dela in en sökandes sökinsats i två typer av sökkanaler. Den ena kan i detta sammanhang sägas inbegripa typiska förmedlingskanaler, d.v.s. af:s platstidning, af-internet samt förslag och anvisningar från af:s personal. Den andra är mer informell och förlitar sig istället på den sökandes egna initiativ, exempelvis tips från vänner och bekanta, tidningsannonser samt direktkontakt med arbetsgivare. En utökad handledningsinsats kan förväntas öka sökeffektiviteten för sökandet inom förmedlingens kanaler. Detta leder inte bara till att den arbetslöse substituerar bort eget sökande utan också till att reservationslönen, d.v.s. den lägsta lön för vilken man kan tänka sig att arbeta, ökar. Båda dessa effekter antas ha negativ inverkan på sannolikheten att lämna arbetslöshet för arbete. Givet vissa antaganden förväntas emellertid den ökade sökeffektiviteten väga tyngre, vilket därmed talar för en positiv nettoeffekt av intensifierade handledningsinsatser. 1 Se Bilaga A för en kort beskrivning av Aktivitetsgarantin. 5

6 I likhet med aktiva handledningsinsatser bör ett större mått av övervakning föranleda en omfördelning av den sökandes sökinsatser bort från egeninitierade, och till förmedlingsbaserade sökkanaler. Detta som en följd av att dessa i högre utsträckning går att kontrollera från af:s sida. En skillnad är dock att den ökade sökinsatsen via förmedlingen inte åtföljs av ökad sökeffektivitet. Risken är därför att den ökade sökinsatsen inte kan kompensera det minskade egna sökandet med en negativ effekt på övergångssannolikheten som följd. I vissa specifika fall kan emellertid en positiv effekt uppnås. Det fordrar dock att den nuvarande sökinsatsen genom egna kanaler är så liten att det inte finns så mycket sökande att substituera bort. Det skulle exempelvis kunna vara fallet bland sökande med förhållandevis långa inskrivningsperioder som delvis kan förväntas ha tömt sina depåer av egna kontakter. Sökandeundersökningen (AMS) kvartal fyra 2001 där sökande som fått jobb tillfrågats om tillvägagångssätt (tabell 1), visar emellertid att det likväl är via dessa kanaler de flesta jobben tillkommer. Exempelvis är andelen hela 69 procent för sökande som var inskrivna i två år eller mer och som inte varit inskrivna i Aktivitetsgarantin. Med andra ord kvarstår ett betydande utrymme för substitution i sökbeteendet. Resultaten i tabellen antyder att så också sker, av sökande som deltagit i Aktivitetsgarantin har en högre andel fått jobb via förmedlingens tjänster jämfört med övriga. Sammantaget leder ovanstående resonemang till slutsatsen att nettoeffekten av de intensifierade handlednings- och övervakningsinsatserna inom Aktivitetsgarantin kan förväntas bestämmas av graden av handledning i förhållande till graden av övervakning. Ju mer handledning desto gynnsammare effekter. Tabell 1: Andel långtidsinskrivna som fått arbete via olika sökkanaler (procent), källa: AMS Sökandeundersökning 2001 kvartal 4. Sökkanal Ej deltagare i A.g Deltagare i A.g Förmedling Egen Övriga Not: Sökkanalerna Egen respektive Förmedling definieras i texten. Sökandekanal Annat inbegriper bl.a. fortsatt anställning hos arbetsgivare hos vilken man genom arbetsmarkandspolitiska program tidigare haft arbetspraktik eller anställningsstöd. Arbete inkluderar avaktualis e- ringsorsak 1-4 samt sökandekategori 21,22,31 och 41. Arbete med anställningsstöd räknas ej. För en beskrivning av samtliga sökandekategorier, se Bilaga C. 6

7 De internationella erfarenheterna av de sociala experiment som genomförts på området framstår som relativt samstämmiga och konsistenta med ovan redovisade teoretiska förutsägelser. Studier från framförallt USA och Nederländerna konstaterar att ju högre dosen av handledning är, desto positivare blir också effekten på omsättningen till arbete. En annan slutsats är att ju sämre det rådande arbetsmarknadsläget är, och ju sämre arbetsmarknadsutsikter den studerade gruppen har, desto gynnsammare effekter kan förväntas från en ökad kontroll av de sökande. 2 I Sverige är effekterna av ökade handledningsinsatser ett relativt outforskat område, åtminstone om man ser till nyare forskning. Delander (1978) genomförde det i Sverige hittills enda(!) experimentet inom arbetsmarknadsforskningen där huvudresultaten pekade på positiva effekter för såväl omsättningen till arbete som kvaliteten i de förmedlade jobben. Även andra, icke-experimentella, studier från 80-talet, däribland Delander (1981 och 1982) och Engström m.fl. (1988), finner övervägande gynnsamma effekter för olika grupper av sökande. Behrenz (1998) mäter effekten av 250 nya handläggare på tre af-kontor 1987 och drar slutsatsen att omsättningen till alla andra utgångar utom arbete(!) ökar. I en färsk studie av Hägglund (2001) granskas konsekvenserna av en resursomfördelning på tre af-kontor i Stockholms län där programmedel ersattes av medel för platsförmedling. Det positiva utfallet, uttryckt som ett högre utflöde till arbete, kan emellertid inte särskilja mellan effekten av lägre programintensitet och högre platsförmedlingsintensitet. Det är viktigt att komma ihåg att Aktivitetsgarantin består en rad olika insatser, alla till vardags givna inslag i den aktiva arbetsmarknadspolitiken. De ökade handledningsinsatserna inom Aktivitetsgarantin innebär en ökad dos av allt af har att erbjuda, inklusive arbetsmarknadspolitiska program och subventionerade arbeten. Syftet med föreliggande rapport är att studera effekten av deltagande i Aktivitetsgarantin utifrån de uppsatta målen, d.v.s. förmågan att bryta den sökandes inskrivningstid samt minska återflödet till arbetslöshet. Eftersom varje individ vid en och samma tidpunkt låter sig studeras i endast ett tillstånd har vi i analysen använt en matchningsmetod som innebär att vi för varje deltagare funnit en icke-deltagande tvilling. I en durationsmodell jämförs sedan försöks- och jämförelsegrupp avseende tiden innan en händelse, exempelvis ett jobb. Ansatsen medger möjligheten att lokalisera effekter vid olika tidpunkter. 2 Se bl.a. Gorter and Kalb (1996), Meyer (1995). 7

8 2. Val av metod Två faktorer inskränker de utvärderingsmässiga valmöjligheterna i denna studie. Den första har att göra med det faktum att deltagarna i Aktivitetsgarantin inte valts ut slumpmässigt från en skara av personer som uppfyllde kriterierna för deltagande. Det finns därmed en påtaglig risk att försöksgruppen i vissa avseenden systematiskt skiljer sig från en vald jämförelsegrupp. Den andra försvårande omständigheten är bristen på uppföljningstid. Det finns ingenting som garanterar att personer i jämförelsegruppen inte själva blir placerade i programmet ens på kort sikt. Detta är en fundamental brist som dock lindras av det faktum att programmet byggdes ut i förhållandevis långsam takt. För att kunna identifiera ett kausalt samband mellan program och utfall fordras att betydelsen av andra faktorer med en systematisk inverkan på utfallet neutraliseras, d.v.s. det enda som tillåts skilja grupperna åt är att den ena gruppen får ta del av programmet medan den andra gruppen inte får det, åtminstone inte just då. Målet är med andra ord att i möjligaste mån återskapa en experimentsituation där urvalet till programmet är att betrakta som slumpmässigt. I syfte att finna en lämplig jämförelsegrupp används i denna studie ett matchningsförfarande som innebär att vi utifrån ett antal faktorer skattar den enskildes sannolikhet att deltaga i programmet. Dessa faktorer är således korrelerade med såväl den sökandes förväntade utfall som sannolikhet att bli placerad i programmet. Därefter matchas varje enskild deltagare ihop med en icke-deltagare vars sannolikhet att deltaga är så lika den faktiske deltagarens sannolikhet att deltaga som möjligt. 3 För att mäta effekten av deltagande i Aktivitetsgarantin vill vi sedan jämföra försöksoch jämförelsegrupp avseende sannolikheten att få arbete inklusive, respektive exklusive, anställningsstöd, vid olika tidpunkter. För detta ändamål tillämpas s.k. överlevnadsanalys (eller survival analysis ) där tiden innan en händelse mäts. I detta exempel jämförs tiden som arbetssökande mellan deltagare och icke-deltagare innan arbete, som därmed motsvarar en händelse. En stor fördel med denna typ av analys är möjligheten att inkludera pågående tider, d.v.s. sökande som vid det slutgiltiga mättillfället 30/9-01 står kvar som arbetssökande. I dessa fall censureras observationen, vilket i praktiken innebär att denne ingår i analysen fram till detta mättillfälle. 3 En jämförelseperson behöver således inte vara identisk avseende varje enskild egenskap utan endast som ett vägt genomsnitt av de i modellen inkluderade faktorerna. 8

9 Censureras gör även observationer som avslutas med annat än arbete, där ingår bl.a. gruppen icke-deltagare som efter en tid placeras i Aktivitetsgarantin. Dessa bryter sin inskrivningstid innan mättillfället, dock utan att tilldelas en händelse. En annan fördel med denna ansats är möjligheten att studera effekten av deltagande vid olika tidpunkter. 9

10 3. Data och urvalskonstruktion Urvalet av deltagare är hämtat från en population bestående av sökande som per den 1/10-00 var långtidsinskrivna och som någon gång under oktober eller november 2000 påbörjade aktiviteter inom Aktivitetsgarantin. 4 Den potentiella jämförelsegruppen är stycken likaledes långtidsinskrivna som under dessa två månader inte placerades i programmet. Uppgifter om de sökande hämtas från AMS Händelsedatabas (Händel) där såväl personkaraktäristik som löpande (daglig) information om den sökandes tidigare och nuvarande inskrivningstider finns att tillgå. Förutom tidigare inskrivningstid får sysselsättning vid matchningstidpunkten antas ha stor betydelse för selektionen in i programmet. Om den sökande redan befinner sig i ett arbetsmarknadspolitiskt program torde chansen att bli placerad i Aktivitetsgarantin vara tämligen liten. I urvalet ingår därför endast deltagare och icke-deltagare som vid matchningstidpunkten stod som öppet arbetslösa, motsvarande sökandekategori Denna avgränsning leder till att drygt 40 procent av såväl deltagar- som ickedeltagargrupp exkluderas. Urvalet är avslutningsvis begränsat till personer som söker heltidstjänst och som är berättigade till arbetslöshetsersättning. Det sistnämnda får till följd att problemet med sökande som försvinner från af utan känd orsak sannolikt reduceras. Efter rensning av observationer med saknad och/eller inkonsekvent information uppgår antalet försökspersoner före matchning till och antalet potentiella jämförelsepersoner till Personer som ingick i den pilotverksamhet som föregick det ordinarie programmet ingår ej i urvalet. Till gruppen långtidsinskrivna räknas sökande som varit inskrivna i mer än två år och som vid den aktuella tidpunkten inte tillhör sökandekategorierna (anställningsstöd), 56 (offentligt tillfälligt arbete) eller 14 (övriga inskrivna vid af). De sökande får under dessa två år inte haft något arbete. Inskrivningstid bryts av arbete som varar minst 30 dagar eller om sökande är avaktualiserad mer än 30 dagar. Till arbete som bryter långtidsinskrivning räknas förutom avaktualiseringsorsak 1-4 också inskrivning i sökandekategori 21, 22, 31, 35, 41, 42 och

11 4. Sannolikheten att deltaga De variabler som används för att förklara varför vissa sökande placerades i Aktivitetsgarantin och andra inte kan delas in i personkaraktäristik (kön, ålder, medborgarskap, arbetshandikapp och utbildningsnivå), yrkesspecifik information (sökt yrke samt eventuell yrkesspecifik utbildning och erfarenhet), individuell inskrivningshistorik (antal påbörjade arbetslöshetsperioder), samt omvärldsfaktorer (hemlän, kommunspecifikt arbetsmarknadsläge och kontorsspecifik programintensitet). 5 Ett antal variabler, däribland antal påbörjade arbeten, antal påbörjade program, sammanlagd tid i program samt sammanlagd inskrivningstid undantaget tid i arbete, exkluderades pga. att de inte bidrog till att förklara insorteringen till programmet. I tabell A1:s första kolumn redovisas förklaringsvariablernas betydelse för sannolikheten att placeras i Aktivitetsgarantin under oktober och november Som framgår tenderar utbildningsnivå och bosättning i ett storstadslän påverka sannolikheten att placeras i positiv riktning. Tvärtom tenderar utländskt medborgarskap och arbetshandikapp reducera sannolikheten att deltaga, liksom antalet tidigare arbetslöshetsperioder. Noterbart är också att kontor med en förhållandevis stor andel sökande i program (t.o.m. 30/9-00) var relativt mer benägna att tillämpa Aktivitetsgarantin inledningsvis medan kommuner med högt obalanstal i mindre utsträckning utnyttjade programmet. 5 Den kommunspecifika informationen är definierad som ett niomånaders ( ) genomsnitt av kvoten mellan obalans (öppet arbetslösa samt deltagare i program) och befolkning i varje kommun. Kontorens programintensitet är på motsvarande sätt specificerad som kvoten mellan antalet programdeltagare och obalansen. Tidigare inskrivningserfarenhet räknas t.o.m. 30/9-00 för såväl deltagare som icke-deltagare. 11

12 5. Matchning Skattningen av varje enskild sökandes sannolikhet att placeras i Aktivitetsgarantin ligger till grund för den matchning mellan deltagare och icke-deltagare som syftar till att likställa grupperna. Matchningen går till på följande vis: En sökande plockas ur gruppen av deltagare och matchas med en sökande ur jämförelsegruppen. Den sistnämnde läggs sedan tillbaka i gruppen av icke-deltagare och kan sedermera bli matchad med ytterligare deltagare. Denna matchningsprocedur genererar den minsta avvikelsen mellan försöks- och jämförelsegrupp. Urvalskriterier och kritiska hålltider redovisas kortfattat i diagram 1. Där framgår att tiden för såväl deltagare som matchad icke-deltagare börjar mätas vid deltagarens startdatum. Skulle jämförelsepersonen i tidsintervallet mellan den första oktober och starttidpunkten, d.v.s. någonstans mellan 1/10 30/11-00, hunnit lämna sökandekategori exkluderas såväl deltagare som icke-deltagare från urvalet. I tabell A2 presenteras medelvärden för deltagare och icke-deltagare såväl före som efter att matchning är gjord. 6 Skillnaderna är redan från början i de flesta avseenden små, detta bidrar till att villkoret om slumpmässigt deltagande efter matchning kan anses uppfyllt. Diagram 1: Urvalsschema för deltagare och icke-deltagare Deltagare Långtidsinskriven Skat / / /9-01 Icke-deltagare 6 Viktning görs av de icke-deltagare som matchats mot fler än en deltagare för att likställa antalet i försöks- och jämförelsegrupp. 12

13 6. Brytande av inskrivningstid En sökande kan bryta den aktuella arbetslöshetsperioden av flera orsaker. Ickedeltagande innebär exempelvis en extra orsak jämfört med deltagande, nämligen placering i Aktivitetsgarantin. Fram till mättillfället den 30/9-01 hade knappt 16 procent av jämförelsegruppen placerats i programmet (tabell 2). Vi noterar också att fördelningen av sökande som fått arbete utan stöd som kvarstående på af (skat 31, 41), respektive avaktualiserad (kod 1-4), kraftigt avviker mellan deltagare och ickedeltagare. Deltagarna avaktualiseras i betydligt mindre utsträckning vilket kan förklaras av att de som får jobb avregistreras först efter sex månader, dessförinnan kodas de som antingen 31:or eller 41:or. Att det i urvalet trots allt förekommer deltagare med avaktualiseringsorsak 1-4 beror på att de själva i samband med att de fick arbete uttryckte önskemål om att få lämna Aktivitetsgarantin. Som väntat är också de subventionerade arbetena ojämnt fördelade mellan försöks- och jämförelsegrupp, exempelvis utnyttjas det förstärkta anställningsstödet för fyraårsinskrivna i betydligt högre grad bland deltagarna trots att andelen fyraårsinskrivna är densamma i de båda grupperna. Att anställningsstöden är högt prioriterade inom Aktivitetsgarantin visar sig också genom att stöden i allmänhet är generösare avseende både subventionsgrad och varaktighet. Anmärkningsvärt är också att den vanligaste avaktualiseringsorsaken, Annan känd orsak, förekommer avsevärt oftare bland icke-deltagarna. Eftersom denna kategori till stor del företräds av sökande som når förtidspensionering är en tolkning att de som inom en snar framtid förväntas gå denna väg medvetet väljs bort i urvalet till Aktivitetsgarantin. Utfallet skulle därmed förklaras av en insorteringseffekt den specificerade modellen inte förmår fånga. En annan tolkning är att en effekt av programmet är att sökande i högre utsträckning hålls kvar i arbetskraften. En annan vanlig anledning att försvinna från arbetslöshetsregistret är att kontakten med af brutits av den sökande utan känd orsak. Enligt Sökandeundersökningarna 2000 (kvartal två och fyra) och 2001 (kvartal två) där sökande med avaktualiseringsorsak 6 tillfrågades om deras nuvarande sysselsättningsstatus svarade 53 procent att de var i arbete. I tabellen framträder en tydlig skillnad i förekomsten av denna avaktualiseringsorsak mellan grupperna. Deltagande förefaller reducera denna risk vilket sannolikt beror på den större kotroll som finns av sökande inom Aktivitetsgarantin. Om detta inte beaktas i analysen riskerar effekten av programmet överskattas efter- 13

14 som skillnaden i utflödet till jobb delvis kan förklaras av att ytterligare information gjorts tillgänglig. I AMV:s definition av arbete ingår utöver avaktualiseringsorsak 1-4 samt sökandekategori 31 och 41, också deltidsarbetslösa (skat 21) och timanställda (skat 22). 7 I föreliggande analys beaktas emellertid inte utflödet till dessa kategorier. Orsaken är att de registreringsrutiner som inledningsvis omgärdade Aktivitetsgarantin inte medgav möjligheten att både ha arbete och program på samma gång, trots att så de facto var fallet. I beräkningen av inskrivningstid innan arbete kommer följaktligen såväl deltidsjobb som timanställning att räknas in. Hur detta påverkar resultaten är svårt att säga. Av icke-deltagarna påbörjade åtta procent antingen deltids- eller timanställning under mätperioden. Om motsvarande andel är större i deltagargruppen, innebär det sannolikt att den estimerade effektiviteten i Aktivitetsgarantins underskattas. Är andelen lägre gäller det motsatta. 7 I AMV:s definition ingår även anställningsstöd i olika former (AMS (2001)). 14

15 Tabell 2: Orsak till brytande av mätt tid. Deltagare Antal Procent Icke-deltagare Antal Procent (viktat) Censurerade Vid mättillfället (30/9-01) , ,7 Placerade i Aktivitetsgarantin ,7 Arbete Fått arbete (avaktualiseringsorsak 1), (avors 1) 9 0,8 32 2,7 Fått tidsbegränsad anställning (avors 2) 4 0,3 28 2,4 Fortsatt anställning, samma a-givare (avors 3) 2 0,2 8 0,7 Samhall (avors 4) 1 0,1 2 0,2 Tillfälligt arbete (skat 31) 82 7,0 40 3,4 Ombytessökande (skat 41) 47 4,0 5 0,4 Anställningsstöd: Lönebidrag 29 2,5 15 1,3 Offentligt skyddat arbete (OSA) 4 0,3 3 0,3 Allmänt anställningsstöd 10 0,9 10 0,9 Förstärkt anställningsstöd (för 2-årsinskrivna) 59 5,0 35 3,0 Särskilt anställningsstöd (>57 år) 42 3,6 - - Förstärkt anställningsstöd (för 4-årsinskrivna) 58 4,9 17 1,4 Övrigt Annan känd orsak* (avors 5) 70 5, ,5 Kontakt upphört (avors 6) 16 1,4 77 6,5 Annan utbildning än a-utbildning (avors 7) 39 3,3 42 3,6 Åter remitterad myndighet (avors 9) 27 2,3 41 3,5 Totalt , ,0 Not 1: Lönebidrag och OSA avser arbetshandikappade. Allmänt anställningsstöd utgår till långtidsarbetslösa, lämnas i sex månader med 50% av lönekostnaden. Förstärkt anställningsstöd för 2-årsinskrivna lämnas under sex, därefter 18, månader med 75, respektive 25, procent av lönekostnaden. Förstärkt anställningsstöd för 4-årsinskrivna lämnas under 12 (+12) månader med 75 (50) procent av lönekostnaden. Särskilt anställningsstöd för personer som fyllt 57 år, får endast anvisas 2-årsinskrivna som tagit del av aktiviteter inom Aktivitetsgarantin i minst tre månader. Detta stöd får lämnas i 24 månader med upp till 75 procent av lönekostnaden. 15

16 7. Empirisk analys Under denna rubriks första del jämförs försöks- och jämförelsegrupp avseende övergång till dels arbete inklusive, och dels arbete exklusive, anställningsstöd. 8 Man bör observera att de för Aktivitetsgarantin särskilda registreringsrutinerna där majoriteten av sökande som får arbete utan stöd först kodas som 31:or respektive 41:or, inte inverkar på resultaten eftersom även dessa är inräknade. I syfte att ta hänsyn till andelen sökande som fått jobb men som registrerats i kategori kontakt upphört, har samtliga 6:or tilldelats en sannolikhet att ha jobb. Om denna sannolikhet överstiger 47 procent, vilket är genomsnittet för samtliga i denna kategori, räknas den sökande som arbetande. Eftersom urvalet i denna studie är begränsat till sökande med rätt till arbetslöshetsersättning, och dessa i mindre utsträckning återfinns i denna kategori, ingår 62 procent av 6:orna i definitionen för arbete i analysen. 9 Vi skiljer mellan genomsnittseffekterna för deltagargruppen och populationen. Om olika grupper påverkas olika av programmet samtidigt som sammansättningen av sökande avviker mellan urvalet och populationen, d.v.s. den potentiella deltagargruppen, är den beräknade genomsnittseffekten för deltagargruppen sannolikt inte relevant i ett vidare sammanhang. I analysens andra del mäts tiden innan sökande som fått arbete inklusive, respektive exklusive, anställningsstöd, i och utanför Aktivitetsgarantin, kommer tillbaka till af. Syftet är att ta reda på huruvida deltagande i programmet leder till en minskad risk att återkomma som arbetssökande vid af. För detta ändamål har utflödet till anställning av något slag under perioden oktober-december 2000, dels för deltagare och dels för icke-deltagande långtidsinskrivna, samlats in och följts ett år framåt i tiden. 8 När övergången till arbete utan stöd analyseras likställs övergång till subventionerat arbete med övergång till vanligt program, d.v.s. arbete med anställningsstöd bryter inte inskrivningstid. Detta för att eventuellt gynnsamma effekter av övergångar mellan subventionerat arbete och osubventionerat arbete skall kunna beaktas. 9 Emellertid kommer vi inte åt den nästan oundvikliga fördröjning som registrering till denna avaktualis eringsorsak föranleder. 16

17 7.1 Effekter av Aktivitetsgarantin på sannolikheten att få arbete inklusive anställningsstöd (för deltagare) Ett delmål med Aktivitetsgarantin är att genom samverkan med olika arbetsgivare få till stånd subventionerade arbeten. Utöver sökandet bland existerande lediga platser ställer denna målsättning krav på såväl handläggarens som den sökandes aktiva kontakter med arbetsgivarna i syfte att skapa arbetstillfällen. Diagram 2 redovisar den genomsnittliga sannolikheten för deltagare och ickedeltagare att få ett arbete med eller utan stöd över tiden. Övergångssannolikheten är generellt sett högre för deltagare jämfört med icke-deltagare. I synnerhet mellan veckorna framträder tydliga skillnader även om statistiskt säkerställda effekter endast kan konstateras för vecka 14 (diagram 3). Exempelvis är chansen att få arbete denna vecka nästan dubbelt så stor om man befinner sig i Aktivitetsgarantin jämfört med om man inte gör det. Diagram A.1 visar att 14 procent av ickedeltagarna fått anställning inom sex månader, motsvarande andel bland deltagarna är 17 procent. Effektestimatet, 0,25, är signifikant på en procents signifikansnivå och skall tolkas som att en deltagare får arbete, med eller utan anställningsstöd, i genomsnitt 25 procent snabbare jämfört med en icke-deltagare (se tabell A3). 17

18 Diagram 2: Övergångssannolikhet till arbete inklusive anställningsstöd Övergångssannolikhet 0,035 0,03 0,025 0,02 0,015 0,01 0,005 0 Deltagare Icke-deltagare Veckor Diagram 3: Effekten av Aktivitetsgarantin på sannolikheten att få arbete inklusive anställningsstöd över tiden Effekt Veckor Effekt St.avvikelse -4 18

19 7.2 Effekten av Aktivitetsgarantin på sannolikheten att få arbete utan anställningsstöd (för deltagare) Diagram 4 redovisar den genomsnittliga sannolikheten för deltagare och ickedeltagare att få ett arbete utan stöd över tiden. Man kan notera att denna sannolikhet är relativt liten och konstant, mellan 0,1 och 1,6 procent under det första året. I diagram A.2 framgår att det dröjer upp till drygt sex månader innan 10 procent av de sökande har fått jobb. Icke-deltagarna uppvisar en klart högre övergångsfrekvens de två första månaderna vilket kan ha flera förklaringar. Dels är det rimligt att anta en viss inlåsningseffekt i början av programmet, vilket stöds av att sannolikheten att få jobb de efterföljande månaderna ökar något. Det är emellertid också möjligt att det bland icke-deltagarna finns sökande som ansåg sig ha goda möjligheter att inom kort påbörja ett arbete och som därmed i själva verket aldrig var aktuella för deltagande i Aktivitetsgarantin vid denna tidpunkt. Denna information har inte kunnat beaktas i analysen och riskerar att leda till en underskattning av den sanna effekten. I diagram 5 bekräftas att den negativa effekten inledningsvis är signifikant på fem procents signifikansnivå. I genomsnitt innebär deltagande i programmet att chansen att få ett arbete utan stöd minskar något jämfört med att istället stå kvar som öppet arbetslös, effektestimatet (-0,21) är visserligen negativt men endast svagt signifikant (se tabell A3). Om deltagare och icke-deltagare som fått arbete inom 14 dagar exkluderas från analysen, för att återknyta till resonemanget om icke-observerbara skillnader mellan grupperna, nästan halveras denna negativa effekt som då inte längre är signifikant. 19

20 Övergångssannolikhet 0,018 0,016 0,014 0,012 0,01 0,008 0,006 0,004 0,002 0 Diagram 4: Övergångssannolikhet till arbete utan anställningsstöd Veckor Deltagare Icke-deltagare Diagram 5: Effekter av Aktivitetsgarantin på sannolikheten att få arbete utan anställningsstöd över tiden Effekt Effekt Veckor St.avvikelse 20

21 7.3 Effekten av Aktivitetsgarantin på sannolikheten att få arbete inklusive, respektive exklusive, anställningsstöd (för populationen) I diagram A3 och A4 plottas differensen i antalet dagar innan arbete (inklusive respektive exklusive anställningsstöd) för samtliga parvisa jämförelser mellan deltagare och icke-deltagare, fördelat på sannolikheten att deltaga. Avvikelsen i antalet dagar inom respektive deltagar- och icke-deltagarpar får här fungera som en approximation för den parvisa effekten. 10 Notera att den maximalt uppmätta tiden, och därmed den maximala avvikelsen inom respektive par, är ett år (364 dagar). Om varken deltagare eller icke-deltagare fått arbete blir skillnaden noll. Enligt diagrammen förekommer kraftiga avvikelser inom respektive par. Noterbart är att ett svagt negativt samband mellan differensen i antalet inskrivningsdagar och sannolikheten att deltaga verkar föreligga i båda fallen. Eftersom sökande med stor sannolikhet att deltaga i olika avseenden skiljer sig från de med liten chans att placeras kan detta något försiktigt tolkas som att heterogenitet i effekten av Aktivitetsgarantin sannolikt finns mellan olika typer av sökande, samt att selektion in i programmet sker av sökande som inte har någon, eller negativ(!), nytta av deltagande. Omvänt blir tolkningen att om deltagare och icke-deltagare bytt plats, så hade effekten av deltagande blivit något mer positivt. Genomsnittseffekten av deltagande i Aktivitetsgarantin beräknat på populationens, d.v.s. hela den potentiella deltagargruppen, fördelning av sökande (tabell A3) bekräftar denna slutsats. Effekten av övergången till arbete inklusive, respektive exklusive, stöd blir mer positiv. 11 En enkel jämförelse mellan sammansättningen av sökande i deltagargrupp och population bör kunna ge en ledtråd till var upphovet till effektavvikelserna återfinns. I tabell A2 går att utläsa mindre avvikelser inom i stort sett samtliga variabler, vi väljer att rikta fokus mot den avvikande fördelningen av sökande i olika delar av landet. 10 Skillnaden i antal dagar är således inte ekvivalent med effekten. Orsaken är att tider som tillhör sökande som lämnar af till annat än arbete eller anställningsstöd här räknas med, medan de i analysen censureras vid den aktuella tidpunkten. 11 Populationen är avgränsad till sökande med en skattad sannolikhet att deltaga som ligger inom ramen för de som faktiskt deltog ( observationer). 21

22 7.4 Regionanalys Vi kan först konstatera att sökande i Västra Götalands respektive Skånes län utgör hela 40 procent av urvalet medan Stockholms läns andel endast uppgår till drygt fem procent. Orsaken är att urvalet är hämtat från en population bestående av långtidsinskrivna vars andel är förhållandevis låg i Stockholm. 26 procent av de sökande är hemmahörande i något av skogslänen. Resultaten i tabell 4 antyder att storstadslänen tillsammans, d.v.s. Stockholm, Västra Götaland och Skåne, i genomsnitt presterar nästan på exakt samma nivå som hela riket vad gäller övergången till arbete utan anställningsstöd. Emellertid förefaller Skåne dra ner genomsnittet medan såväl Stockholm som Västra Götaland, trots att effekterna inte är statistiskt säkerställda, visar upp bättre resultat än riksgenomsnittet. Även ett genomsnitt av övriga län, d.v.s. Uppsala, Södermanland, Jönköping m.fl., har en förhållandevis hög omsättning till arbete utan stöd i motsats till skogslänen (Norrbotten, Västerbotten, Västernorrland m.fl.) som uppvisar sämre resultat. När de subventionerade arbetena inkluderas återfinns Stockholm, Västra Götaland och Skåne län något över riksgenomsnittet, medan länen tillhörandes kategorin Övriga län, ligger något under. Dessa skillnader är emellertid inte signifikanta. Vi konstaterar att effektavvikelserna mellan deltagargrupp och population avseende övergången till arbete utan stöd inte i första hand står att finna i storstadslänens överrepresentation i deltagargruppen. Istället är det underrepresentationen av deltagare från Övriga län som reducerar effekten. När det gäller omsättning från arbetslöshet till arbete som även inkluderar anställningsstöd bidrar emellertid Aktivitetsgarantins selektion in av sökande från Övriga respektive skogslän, i motsats till sökande från storstadslänen, till att försämra resultatet. 12 Intressant att notera är också det utbytesförhållande som framträder mellan länens (länskategoriernas) omsättning till arbete, inklusive och exklusive, anställningsstöd. Län (länskategorier) med relativt låg omsättning till arbete utan stöd tenderar att kompensera detta med en högre omsättning till arbete med stöd. Förekomsten av subventionerade arbetstillfällen kan i hög grad förväntas vara kopplad till den lokala arbetskraftsefterfrågan, d.v.s. ju lägre efterfrågan desto större behov av anställnings- 12 Separata analyser gjordes också för kvinnor samt sökande med endast grundskoleutbildning, effekterna för dessa grupper skilde sig inte avsevärt från genomsnittet. 22

23 stöd. Med den centrala roll anställningsstöden har inom Aktivitetsgarantin följer emellertid en uppenbar risk för dödviktseffekter där deltagare får subventionerade istället för osubventionerade arbeten. Tabell 4: Regioneffekter på sannolikheten att få arbete (inklusive respektive exklusive anställningsstöd). Effekten på sannolikheten att få arbete inkl. anställningsstöd Effekter på sannolikheten att få arbete exkl. anställningsstöd Storstadslän 0,28 ** -0,14 (0,13) (0,17) Stockholm 0,55 0,05 (0,43) (0,54) Västra Götaland 0,33 * 0,07 (0,18) (0,23) Skåne 0,33-0,32 (0,24) (0,31) Skogslän 0,23-0,51 ** (0,16) (0,22) Övriga län 0,19-0,02 (0,16) (0,21) Riksgenomsnitt 0,25-0,21 (0,09) (0,11) Not: Signifikansnivåer: *<0,10, **<0,05, ***<=0,01. Antal deltagare: Storstadslän: 548, Stockholm: 47, V. Götaland: 327, Skåne: 181, Skogslän (Värmland, Dalarna, Gävleborg, Vä s- ternorrland, Jämtland, Västerbotten, Norrbotten): 285, Övriga län (Uppsala, Södermanland, Väster-, Östergötland, Jönköping, Kalmar, Kronoberg, Gotland, Blekinge, Halland, Örebro, Västmanland): Återinflöde till af Visserligen kan ett arbete, hur kort det än må vara och oavsett anställningsform, antas vara av godo för en icke försumbar andel av de sökande som uppfyller kriterierna för deltagande i Aktivitetsgarantin. Emellertid är syftet med Aktivitetsgarantin också att nå varaktiga lösningar där den sökande har möjlighet att etablera sig på arbetsmarknaden. Detta gäller i synnerhet den grupp sökande som har ett förflutet med rundgång mellan arbetslöshet och kortare anställningar. Av olika anledningar har dessa individer inte nått tillfredsställande förankring på arbetsmarknaden och ett minskat återflöde till af är således att föredra framför ett snabbt utflöde. 23

24 I följande analys studeras tid innan återkomst till af för personer som fått arbete, inklusive respektive exklusive, anställningsstöd, i och utanför Aktivitetsgarantin. Urvalet är hämtat från utflödet till jobb (sökandekategori 31, och samt avaktualiseringsorsak 1-4) under oktober-december 2000 där den sökandes första arbete (under denna period) mätts ett år framåt i tiden. Försöksgruppen består av sökande som placerades i Aktivitetsgarantin under perioden 1/8 31/ För att kunna inkludera sökande med det beskrivna rundgångsmönstret är deltagarna denna gång inte avgränsade till enbart långtidsinskrivna. Detta till skillnad från jämförelsegruppen som ännu en gång består av sökande som varit inskrivna utan osubventionerat arbete i minst två år (se diagram 6). Efter att observationer med saknad och/eller inkonsistent information, sökande utan arbetslöshetsersättning samt personer sökandes enbart deltidsjobb, strukits, kvarstår 704 (1 482) deltagare (ickedeltagare) med osubventionerat arbete och (2 364) deltagare (icke-deltagare) med arbete som även inkluderar anställningsstöd. Analysmetoden är densamma som tidigare, d.v.s. en matchningsprocedur tillämpas i syfte att likställa deltagar- och icke-deltagargrupp avseende faktorer som kan tänkas påverka utfallet, varefter tiden innan eventuellt återflöde till af mäts och jämförs mellan grupperna. Notera att ingen möjlighet ges att kontrollera att sökande som avaktualiserats till jobb verkligen är i anställning under hela frånvaroperioden även om det kan antas gälla de allra flesta. Vi uttalar oss därför inte explicit om varaktighet i arbete utan snarare om tiden som löper innan en eventuell ny notering i af:s register. I matchningsmodellen används utöver de tidigare specificerade förklaringsvariablerna även tid i öppen arbetslöshet, antal påbörjade program, sammanlagd tid i program samt total inskrivningstid med undantag för tid i arbete utan stöd. 13 Dessa variabler blir i denna analys särskilt viktiga eftersom försöks- och kontrollgrupp kan förväntas avvika avseende den senaste inskrivningsperioden. I tabell A1 (kolumn 2 och 3) analyseras de olika faktorernas betydelse för sannolikheten att tillhöra deltagargrupen vid tidpunkten för anställning. Karaktäristika för försöks- och kontrollgrupp mellan såväl matchade som fått arbete utan stöd som för matchade som fått arbete med stöd redovisas i tabell B1. Sökande som efter det påbörjade arbetet inte har någon ytterligare notering i arbetslöshetsregistret inom ett år censureras. 13 I antal tidigare program samt sammanlagd programtid räknas även sökandekategori 14 in; Övrigt inskrivna vid af. 24

25 Diagram 6: Urvalsschema för deltagare och icke-deltagare som fått anställning inklusive, respektive exklusive, anställningsstöd Deltagare Fått arbete inkl. resp. exkl. stöd 1/ / / /12-01 Fått arbete inkl. resp. exkl. stöd Långtidsinskriven Ickedeltagare Återinflöde för sökande som fått arbete inklusive anställningsstöd I diagram 7 redovisas sannolikheten för sökande som fått arbete inklusive anställningsstöd, i och utanför Aktivitetsgarantin, att återkomma till af över tiden. Grupperna har liknande mönster i återflödet, störst är sannolikheten att återkomma inom en (!) månad samt vid 6-7 månader. Kombinationen av att andelen sökande som lämnar af med anställningsstöd är något högre i deltagargruppen samt att dessa stöd i genomsnitt är mer varaktiga (tabell 2), kan förväntas gynna de sökande i deltagargruppen. 14 Detta till trots återfinns en negativ effekt i förlöpt tid utanför af mellan sökande som fått arbete i, respektive utanför, Aktivitetsgarantin. Deltagarna tenderar att i genomsnitt återkomma 12 procent snabbare jämfört med icke-deltagarna vilket är säkerställt på 10-procents signifikansnivå. Avvikelserna i återkomstfrekvens framträder också i diagram B2 där differensen efter den första månaden ligger kvar på en relativt konstant nivå. Efter sju månader har 42 (39) procent av deltagarna (icke-deltagarna) återvänt till af, efter ett år är motsvarande andel 52 (48) procent. 14 Andelen sökande som lämnade af för reguljärt arbete respektive anställningsstöd var 0,59 0,41 bland deltagarna och 0,67 0,33 bland icke-deltagarna. 25

26 Återkomstfrekvens 0,16 0,14 0,12 0,1 0,08 0,06 0,04 0,02 0 Diagram 7: Sannolikhet att återkomma till af över tiden för deltagare och icke-deltagare som lämnat af för arbete inklusive anställningsstöd Dagar Deltagare Icke-deltagare Återinflöde för sökande som fått arbete utan anställningsstöd Mönstret i återflödet till af känns igen även när anställningsstöden exkluderas i analysen (diagram 8). Anmärkningsvärt är den höga andel som redan inom en månad återvänder till af, hela 17 procent bland deltagarna och nio procent bland ickedeltagarna. En avvikelse som går i samma riktning kan också urskiljas mellan sex och åtta månader. En trolig förklaring är en större andel tidsbestämda anställningar i deltagargruppen. De vid olika tidpunkter höga återinskrivningsandelarna innebär att 44 procent av de som fick arbete utan stöd bland deltagarna, och 34 procent av icke-deltagarna, återkom till af inom sex månader (Diagram B2). Motsvarande andelar efter ett år är 58 och 44 procent för deltagare respektive icke-deltagare. Sammantaget bidrar dessa skillnader till att sökande som får arbete utan anställningsstöd inom Aktivitetsgarantin i genomsnitt återkommer 38 procent snabbare till af jämfört med icke-deltagare. Denna differens är statistiskt säkerställd på en signifikansnivå lägre än en procent. 26

27 Återkomstfrekvens 0,18 0,16 0,14 0,12 0,1 0,08 0,06 0,04 0,02 0 Diagram 8: Sannolikhet att återkomma till af över tiden för deltagare och icke-deltagare som lämnat af för arbete utan anställningsstöd Dagar Deltagare Icke-deltagare 7.6 Ett alternativt mått Ett sätt att mäta effektiviteten i Aktivitetsgarantin som inte nödvändigtvis beaktas av de mått som använts i ovanstående analys, är sysselsättningsgraden. Medan övergångsfrekvensen och varaktigheten beskriver hur snabbt en sökande får arbete respektive hur länge den sökande stannar i arbetet, är sysselsättningsgraden en kombination av dessa som kan sägas besvara hur ofta eller hur mycket den sökande arbetar. Diagram 9 och 10 anger andelen deltagare och icke-deltagare som är i arbete inklusive, respektive respektive anställningsstöd, vid olika tidpunkter. När anställningsstöden inkluderas växer avvikelsen i sysselsättningsgrad mellan grupperna gradvis. Det är som tidigare konstaterats både sannolikheten att få anställningsstöd, som stödens varaktighet, som gör att deltagarna i större utsträckning befinner sig i anställning. Analysen av sysselsättningsgraden bekräftar anställningsstödens betydelse för utfallet inom Aktivitetsgarantin. Ett år efter inträde i programmet är sannolikheten att befinna sig i anställning, med eller utan subvention, 35 procent högre jämfört med om samma person stått kvar utanför. Då endast osubventionerade arbeten inräknas är avvikelsen genomgående till deltagarnas nackdel. Från den tidigare analysen vet vi att skillnaden till en början beror på ett högre utflöde bland icke-deltagarna. Den över tiden svaga ökningen i denna avvikelse kan med stor sannolikhet tillskrivas det 27

28 högre återflödet bland deltagarna. 15 Sannolikheten att efter ett år befinna sig i arbete utan stöd är i genomsnitt 10 (13) procent för deltagare (icke-deltagare). Diagram 9: Sysselsättningsgrad (inklusive anställningsstöd) för deltagare och icke-deltagare över tiden 0,3 Sysselsättningsgrad 0,25 0,2 0,15 0,1 0,05 Deltagare Icke-deltagare 0 nov-00 dec-00 jan-01 feb-01 mar-01 apr-01 maj-01 jun-01 jul-01 aug-01 sep-01 okt-01 Tidpunkt Diagram 10: Sysselsättningsgrad (exklusive anställningsstöd) för deltagare och icke-deltagare över tiden 0,14 Sysselsättningsgrad 0,12 0,1 0,08 0,06 0,04 0,02 0 Deltagare Icke-deltagare nov-00 dec-00 jan-01 feb-01 mar-01 apr-01 maj-01 jun-01 jul-01 aug-01 sep-01 okt-01 Tidpunkt 15 Man bör heller inte glömma bort att resultaten i hög grad påverkas av sannolikheten att placeras i program eller anställningsstöd. Denna sannolikhet är större som deltagare, drygt 50 procent. Detta skall jämföras med drygt 40 procent bland icke-deltagarna. Beräkningarna baseras på den första händelsen (med undantag för skat 73 samt 11-13) för varje sökande efter matchningen. 28

29 7.7 Icke-observerbara skillnader mellan deltagare och icke-deltagare För att ett kausalt samband mellan utfall och deltagande i Aktivitetsgarantin skall kunna identifieras fordras att alla förutsättningar med betydelse för det slutliga utfallet likställs mellan deltagar- och jämförelsegrupp. Det enda som tillåts skilja grupperna åt är det faktum att vissa sökande placeras i programmet medan andra inte gör det. Ett centralt antagande i den matchningsmetod som använts är därför att all den information utifrån vilken förmedlaren fattat sitt beslut att placera den sökande finns tillgänglig i den registerdata som använts. Hänsyn har, som tidigare redovisats, tagits till eventuella skillnader mellan deltagare och icke-deltagare avseende förutsättningar som kan hänföras till yrkesinriktning/yrkeserfarenhet, inskrivningshistorik, omvärldsfaktorer samt personkaraktäristik. Dessutom avgränsades populationen redan från början till sökande som var långtidsinskrivna. Tabell A2 avslöjar en viss överrepresentation bland deltagarna av sökande med högre utbildning än enbart grundskola samt arbetslösa bosatta i storstadslänen. I övrigt är deltagargruppen påfallande lik den potentiella deltagargruppen, d.v.s. de som inte placerades i Aktivitetsgarantin just vid detta tillfälle. Av detta kan en av två slutsatser dras, antingen fanns ingen tydlig systematik i urvalet av deltagare, alternativt skedde sortering på basis av annan, icke-registerdokumenterad, information. Ett exempel på sådan selektion har redan givits, nämligen icke-deltagargruppens kortsiktiga arbetsutsikter. Men förmedlaren har sannolikt också en uppfattning om hur motiverad en sökande är att finna ett jobb, samt hur väl denne fungerar i sociala sammanhang. Beroende på om förmedlaren agerat utifrån denna information kan det ha uppstått systematiska avvikelser mellan grupperna vilka i sin tur riskerar att snedvrida resultaten. I den handlingsplan som upprättas för sökande som registreras vid af ges afhandläggaren möjlighet att förmedla en subjektiv bedömning av den sökandes chanser att få jobb. Denna information kan således vara en källa till att finna eventuella olikheter mellan de studerade grupperna. Då populationen i detta fall består av enbart långtidsinskrivna, och uppgifterna om de enskilda är minst två år gamla, bör omdömena tolkas med viss försiktighet. I tabell 5 ges emellertid samma bild som tidigare. Inga avvikelser återfinns som kan antas ha ett samband med de redovisade resultaten. Resultaten ger inte upphov till en revidering av vår tidigare slutsats om att deltagande, givet kontroll för observerbar information, kan anses slumpmässigt. 29